pass-through taux de change et efficacité de la politique

Pass-Through taux de change et efficacité de la Politique Monétaire: Application d'un modèle VAR

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Pass-Through taux de change et efficacité de la

Politique Monétaire : Application d'un modèle VAR

FALLEH Jihene

Encadré par :Farouk Kriaa

Introduction générale


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Durant plusieurs années, les fortes fluctuations de l'inflation ont constitué de

grandes menaces pour la stabilité monétaire un peu partout dans le monde. Dans ce contexte

d'instabilités croissantes, la lutte contre l'inflation est devenue, à partir des années quatre-

vingt-dix, la préoccupation majeure des autorités monétaires à l’échelle mondiale. Cette

priorité attribuée à la stabilisation des prix relève des implications néfastes que l'inflation

pourrait avoir sur les équilibres macroéconomiques au sein d'une économie. Ainsi, depuis le

milieu du XXème siècle, la stabilité des prix a été instaurée comme objectif ultime de la

politique monétaire pour la plupart des Banques Centrales.

Cette nouvelle exigence de lutte contre l'inflation, s'est accompagnée d'un débat très

rependu dans la littérature économique du XXème siècle au sujet du cadre de conduite

optimal de la politique monétaire (Barro & Gordon, 1983), Mishkin, (1992), (Taylor, 1993).

Ce débat a était marqué par la discussion entre "discrétion" et "règles". Les auteurs ont conclu

à travers leurs travaux, que les "politiques de règles" axées sur des variables, reflétaient mieux

l’objectif de la politique monétaire et permettaient de renforcer la crédibilité et ainsi

l'efficacité des Banques Centrales dans la conduite de leur nouvelle mission (Svensson,

1997), (Clarida, Gali, & Gertler, 1999). Ainsi, depuis la fin des années quatre-vingt, le

ciblage d'inflation s'est imposé comme cadre d'action de référence pour la politique monétaire.

Parallèlement, les changements occasionnés au niveau des politiques de change, suite

à la chute du régime de Bretton Woods en 1973, marquant la fin des régimes de fixité de

change ont attiré l'attention des économistes sur l'instrument du taux de change devenant plus

actif. Ainsi, dans ce nouveau contexte de flexibilité du taux de change, une problématique

importante a été soulevée par la littérature économique dans les années quatre-vingt, il s'agit

de l'impact du taux de change sur l'inflation.

A cet égard, le sujet de la transmission des variations du taux de change aux prix

domestiques dans les pays industrialisés, a fait l'objet de multiples travaux, tant théoriques

qu'empiriques visant à déterminer l'ampleur avec laquelle les variations du taux de change

affectent l'inflation dans ces économies. Ce phénomène de transmission des variations du taux

de change aux prix domestiques, est connue dans la littérature sous le nom de "Pass-Through

taux de change". Ainsi, conformément à (Goldberg & Knetter, 1997), ce Pass-Through se

défini comme étant l'évolution des prix des importations induites par une variation de 1% du

taux de change.


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La problématique du Pass-Through taux de change a également suscité un intérêt

particulier, ces dernières années, dans les pays émergents. En effet, les spécificités de ces

économies, ouvertes et fortement dépendantes des échanges mondiaux, les rendent assez

sensibles aux variations du taux de change. Ainsi, dans ces économies émergentes le Pass-

Through taux de change joue un rôle important dans la détermination de la dynamique

d'inflation.

Il apparait alors que le Pass-Through taux de change constitue une problématique

majeure aussi bien pour les pays industrialisés que pour les pays émergents, ce qui a donné

naissance à une littérature théorique abondante au sujet de la transmission des variations du

taux de change à l’inflation, et plusieurs interrogations ont animé ce débat, à savoir:

Comment les prix réagissent aux mouvements du taux de change? Les suivent-ils

totalement ou partiellement ? Et dans quel délai ?

Ainsi, conforment à la littérature théorique, il apparait que les variations du taux de

change induites par un choc externe se transmettent à l'économie et affectent la chaine de prix

domestique et par conséquent, l'inflation. Toutefois, l'ampleur avec laquelle ces fluctuations

du taux de change affecte les prix dépend de nombreux facteurs, tels que le degré d'ouverture

de l’économie, son niveau de développement économique, le régime de change adopté etc...

De plus, le degré du Pass-Through serait tributaire de certains déterminants d'ordre

macroéconomiques et microéconomies; à savoir, la rigidité des prix, la structure et la

composition du panier de consommation des ménages, l'élasticité de la demande intérieure,

l’environnement inflationniste, la crédibilité de la politique monétaire etc...

La question du Pass-Through taux de change a également fait l'objet, depuis les

années quatre-vingt de nombreuses études empiriques dans les pays industrialisés et, plus

récemment, cette dernière décennie, dans les pays émergents, essentiellement ceux de la

région MENA. L'objectif de ces travaux fut d'estimer le degré de transmission des variations

du taux de change aux prix domestiques, étant donné les implications importantes qui en

découlent, pour la politique monétaire.

En effet, dans ce nouveau contexte, il apparait que le taux de change joue un rôle de

plus en plus important dans la transmission des impulsions de la politique monétaire à


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l'économie réelle. Ainsi, ces dernières années, la flexibilité du taux de change, a conduit les

économistes à s'intéresser davantage à la transmission de la politique monétaire via le canal

du taux de change. A cet égard, un large courant de la littérature économique conduit par

(Gagnon & Ihrig, 2004), (Edwards, 2006)et (Mishkin & Schmidt-Hebbel, 2007), souligne la

nécessité, pour les autorités monétaires, d’évaluer le degré du Pass-Through taux de change

afin d'anticiper correctement la dynamique future de l'inflation, élément prépondérant dans la

conduite efficace de la politique monétaire. Ainsi, il apparait, dans ce nouveau contexte, que

l'instrument du taux de change constitue un élément central dans la formulation de la conduite

de la politique monétaire des Banques Centrales.

Toutefois, cette évaluation du Pass-Through n'est pas évidente, du fait que, tel que

nous l'avons mentionné précédemment, l'ampleur avec laquelle les variations du taux de

change se transmettent aux prix domestiques et affectent donc l’inflation, est tributaire de

multiples facteurs, ce qui fait du taux de change une variable difficile à manier et à contrôler

par les Banques Centrales.

En outre, vu l'effet significatif du taux de change sur la dynamique d'inflation, et du

fait qu'il joue un rôle important dans la transmission de la politique monétaire, les Banques

Centrales se trouvent dans l'obligation d'agir, au moins, de façon à limiter l'effet inflationniste

du Pass-Through, de façon à ce qu'il n'entrave pas la conduite efficace de leur politique

monétaire et l'atteinte de leur objectif de stabilité des prix. Ainsi, cette nouvelle nécessité pose

de nombreux défis aux autorités monétaires et rendent la conduite de la politique monétaire

d'autant plus complexe.

C'est le cas notamment en Tunisie, qui suite aux changements de régimes

occasionnés au lendemain de la révolution, voit l'instrument du taux de change devenir plus

actif et jouer un rôle perturbateur sur la conduite de la politique monétaire. En effet, l'adoption

d'une politique monétaire proactive au lendemain de la révolution, conduite par la nécessité de

lutter plus efficacement contre les pressions inflationnistes émergentes, et l'abandon du

régime de flottements administrés au profit d'une plus grande flexibilité du taux de change, se

sont soldés, ces dernières années, par une plus grande interaction entre le taux de change,

devenant plus actif, et l'inflation, d'autant plus volatile. A cet égard, plusieurs travaux, qui se

sont intéressés à l'étude de la transmission des variations du taux de change à l’inflation, ont


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mis en avant la conclusion que ce Pass-Through taux de change aurait pris plus d'ampleur

suite à la révolution.

Au vu de l'importance que prend la problématique de la transmission des variations

de change aux prix domestiques dans ce nouveau contexte de flexibilité du taux de change, et

au vu des implications importantes sur la conduite et l'efficacité de la politique monétaire,

nous avons décidé, au cours de ce mémoire, de s'intéresser à l'étude du Pass-Through taux de

change en Tunisie. Ainsi, dans le cadre de notre étude, nous nous proposons d'analyser et

d'estimer le degré de transmission des variations du taux de change aux prix domestiques en

Tunisie sur la période de 2000 à 2018. Ainsi, pour ce faire nous allons décomposer notre

étude en deux chapitres: Dans un premier chapitre, nous allons exposer le volet théorique

relatif à la politique monétaire et au Pass-Through taux de change. Dans un second chapitre, il

s'agira de mener une étude empirique dans laquelle nous estimerons l’impact du Pass-Through

taux de change sur l'inflation en Tunisie sur la période de 2000M01 à 2018M12, en ayant

recours à une modélisation vectorielle autorégressive (VAR). Notre étude sera scindée en

deux sous-périodes, de 2000M01-2010M12 et de 2011M01-2018M12, afin de tenir compte

des changements au niveau du cadre de conduite de la politique monétaire et de la politique

de change sur l'ensemble de la période d'observation, et ainsi, de cerner les implications de

ces changements de régime sur le degré du Pass-Through taux de change.


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Chapitre 1 : Pass-Through taux de change

et conduite de la Politique Monétaire


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Chapitre I: Pass-Through taux de change et

conduite de la Politique Monétaire

Introduction

La politique monétaire a subi de profondes mutations à partir du milieu des années

1970, suite à l'évolution du contexte économique et financier international, dont le point de

départ fut le passage à un système de changes flottants. N'étant plus contrainte par le respect

de l'objectif externe de stabilité du taux de change, la politique monétaire retrouve alors, toute

sa latitude et peut désormais être utilisée pour atteindre des objectifs internes. Ainsi, depuis le

milieu du XXème siècle, la lutte contre l’inflation est devenue le principal objectif de la

plupart des Banques Centrales. En parallèle, la chute du régime de Bretton Woods en 1973,

donnant lieu à la fin des régimes de fixité de change et à l'adoption de régimes de change plus

flottants dans la plupart des pays développés, et plus récemment dans les pays émergents rend

la mission des Banques Centrales de plus en plus complexe. En effet, l'instrument du taux de

change devient plus actif et semble jouer un rôle plus important sur les variables

macroéconomiques clés, les prix domestiques et par conséquent, intervient de façon plus

active et plus prononcée dans la transmission des impulsions de la politique monétaire à

l'économie réelle. Ce nouveau contexte marque le début d'une instabilité financière croissante,

caractérisée par une forte volatilité des taux de change et des taux d'intérêt, donnant lieu à

l'éclatement de crises financières et à l'émergence de pressions inflationnistes, principalement

dans les pays émergents. Ainsi, au vu du rôle perturbateur que joue le taux de change sur la

dynamique d'inflation et par conséquent, sur la conduite et l'efficacité de la politique

monétaire, il convient dès lors, de s'interroger sur la façon dont les banques centrales

pourraient atteindre efficacement leur objectif ultime de stabilité des prix, dans ce nouveau

contexte de flexibilité du taux de change et d'internationalisation croissante des économies,

les rendant plus sujettes à la transmission de chocs à l'économie réelle à travers ce Pass-

Through.


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Afin d'apporter des éléments de réponse à cette question, nous allons, dans une

première section mettre en exergue les fondements théoriques de la politique monétaire. Dans

cette section, il s'agira dans un premier temps, d'exposer les différentes approches théoriques

de la politique monétaire (paragraphe 1), puis, dans un second temps, nous nous

intéresserons au débat théorique relatif au cadre de conduite optimal de la politique

monétaire (paragraphe 2) et enfin nous présenterons le cadre opérationnel de mise en œuvre

de la politique monétaire où nous mettrons en avant les objectifs, les instruments et les

canaux de transmission de cette dernière (paragraphe 3).

Section 1: Fondements théoriques de la Politique Monétaire

1.1 Politique Monétaire: Quelques aspects théoriques

Les fondements théoriques de la politique monétaire ont fait l'objet de débats

importants dans la littérature économique. Le débat le plus important est celui qui oppose «

Monétaristes » et « Keynésiens ». L'analyse des Monétaristes, est qualifiée "d'analyse par les

encaisses" et celle des Keynésiens, quant à elle, est une "analyse par le revenu". Pour les

premiers, la monnaie n'influence pas la croissance, et l'inflation quant à elle est la résultante

d'un excès de création monétaire. En revanche, les keynésiens, défendent la thèse que la

monnaie influe sur la croissance économique à travers le taux d'intérêt. Ces deux visions sont

expliquées et exposées dans le schéma ci-dessous:

Figure 1 : Deux visions de la Politique Monétaire: Ecole Monétariste et école Keynésienne

Source: Scoolmouv.fra


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Dans ce qui suit, nous présenterons brièvement ces deux analyses en mettant en avant leurs

implications pour la politique monétaire.

1.1.1 Théorie quantitative de la monnaie

La théorie quantitative de la monnaie a été développée par différents auteurs dans

différents pays. Les précurseurs de cette approche quantitative de la monnaie sont Azpilcueta,

Copernic et Bodin au XVI éme siècle. Cette théorie est fondée sur la relation de causalité

entre la quantité de monnaie en circulation et le niveau général des prix. En effet, l'équation

des échanges de Fisher (1970), met en relation; (1) la masse monétaire présente dans

l'économie "M", (2) la vitesse de circulation de la monnaie "V", (3) l'indice général des prix

"P" et (4) le volume total des transactions effectuées sur la période "T". Ainsi, la formule se

présente comme suit:

M.V=P.T

Les partisans de cette théorie adoptent deux hypothèses, à savoir; l'existence d’une

production de plein emploi et la constance de la vitesse de circulation de la monnaie (V).

Selon la théorie quantitative de la monnaie, lorsque le volume de transactions et la vitesse de

circulation restent constants, toute variation de la masse monétaire (M) se traduit par une

variation de l'indice des prix (P), créant ainsi de l'inflation. Ainsi, pour éviter la spirale

inflationniste, la masse monétaire ne doit pas augmenter plus vite que l'activité économique;

par conséquent, les partisans de cette théorie suggèrent que les autorités monétaires pourraient

lutter contre l'inflation en adaptant la quantité de monnaie aux échanges de biens dans une

économie.

1.1.2 Approche Keynésienne

Keynes, économiste Américain (1883-1946), conteste d'abord les hypothèses de la

théorie quantitative de la monnaie en affirmant qu'une augmentation de la masse monétaire ne

conduit pas nécessairement à la hausse des prix contrairement à ce que stipulent les partisans

de la théorie quantitative de la monnaie. Il justifie son point de vue en admettant que la

monnaie peut être désirée pour elle-même, c'est ce qui est désigné par Keynes par le concept

https://fr.wikipedia.org/wiki/Martin_d%27Azpilcueta

https://fr.wikipedia.org/wiki/Nicolas_Copernic

https://fr.wikipedia.org/wiki/Jean_Bodin

https://fr.wikipedia.org/wiki/XVIe_si%C3%A8cle

https://fr.wikipedia.org/wiki/Niveau_g%C3%A9n%C3%A9ral_des_prix


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de "préférence pour la liquidité". Ainsi, selon cette approche, la monnaie peut être

«thésaurisée » en vue de détenir des encaisses de précaution, ou détenue pour des motifs de

«spéculation» dans le but de réaliser des profits rapides, ce qui s'ajoute au motif de

«transaction» pour déterminer la demande de monnaie au sein d' une économie. Par

conséquent, Keynes, affirme que l'augmentation de la masse monétaire induit un

accroissement de l'activité économique et non une hausse des prix. A ce propos; il démontre

que si les capacités de production ne sont pas toutes employées, les entreprises arriveront à

satisfaire cette nouvelle demande, auquel cas un accroissement de la quantité de monnaie

permet immédiatement des achats supplémentaires et donc un accroissement de l'activité

économique et non de l'inflation.

1.1.3 Approche Monétariste

L'analyse monétariste, vient en réaction à la théorie keynésienne et à la montée de

l'inflation dans les années soixante-dix. A cet égard, à travers cette approche, Friedman

reprend la théorie quantitative de la monnaie et défend l'idée que l'inflation est la conséquence

d'une croissance de la masse monétaire plus importante que celle de la production: l'inflation

est un phénomène purement monétaire. Ainsi, les monétaristes; à l'instar de Friedman,

préconisent l'abondant des politiques monétaires discrétionnaires au profit des règles fixes. A

cet égard, les autorités monétaires peuvent, via l'adoption d'une politique expansive,

augmenter l'activité économique et au contraire pour éviter l'inflation, mener une politique

restrictive, ce qui permettra de garantir la stabilité des prix sur le LT.

Ainsi, de part ces approches exposées ci-dessus, le sujet de la conduite de la politique

monétaire a fait l'objet d’un débat très répandu dans la littérature économique du XXème

siècle, qui a été marqué par la discussion sur le cadre de conduite optimal de la Politique

Monétaire dans la lutte contre l'inflation, devant la principale préoccupation de la plupart

des Banques Centrales. Ainsi, il s'agira dans ce qui suit, de présenter les différentes

approches exposées par la littérature à ce sujet.


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1.2 Cadres de conduite de la Politique Monétaire

Durant plusieurs années, les fortes fluctuations de l'inflation ont constitué de grandes

menaces pour la stabilité monétaire un peu partout dans le monde. A cet égard, le sujet de la

conduite de la politique monétaire a fait l'objet d’un débat très répandu dans la littérature

économique du XXème siècle, qui a été marqué par la discussion sur la conception du cadre

stratégique optimal à adopter par les Banques Centrales dans leur lutte contre l'inflation. A ce

sujet, les travaux ont conclu que les Banques Centrales pouvaient atteindre efficacement

l'objectif de stabilité des prix via l'adoption d'une "politique d'ancrage nominal" dans le cadre

de la politique monétaire. Cette politique consiste pour les Banques Centrales à fixer une

contrainte sur la valeur de la monnaie nationale afin de maitriser la dynamique d'inflation sur

le long terme. Cet ancrage nominal permet de guider l'action des autorités monétaires et

d'ancrer les anticipations inflationnistes des agents économiques, élément prépondérant dans

l'efficacité de la politique monétaire. Ainsi, cette idée qui prévalait que l'ancrage nominal

était la seule solution pour atteindre la stabilité des prix, oriente les travaux de recherche vers

une question d'une importance cruciale à savoir:

Quelle variable d'ancrage nominal les Banques Centrales devraient-elles adopter pour

atteindre leur objectif de stabilité des prix ?

A cet égard, trois variables d'ancrage ont été retenues par la littérature, à savoir: le taux

de change, les agrégats monétaires et l'inflation. Durant les années soixante-dix, les deux

premières variables d'ancrage se sont avérées inefficaces pour assurer la stabilité des prix sur

le long terme. Ainsi, dans les années quatre-vingt-dix, les autorités monétaires se sont

orientées vers le ciblage de l'inflation comme politique efficace permettant d'assurer leur

objectif ultime de stabilité des prix. Désormais, la question qui se pose est:

Quel cadre de conduite de la politique monétaire les Banques Centrales devraient-elles

adopter pour atteindre efficacement l'objectif de stabilité des prix ?

Afin d'apporter des éléments de réponse à cette question, nous allons dans ce qui suit,

présenter les différentes approches exposées par la littérature au sujet du cadre de conduite

optimal de la politique monétaire.


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1.2.1Débat relatif à la conduite de la politique monétaire: Discrétion VS Règles?

Le sujet de la conduite de la politique monétaire a fait l’objet d’un débat très répandu

dans la littérature, (Truman, 2003) , (Trichet, 2004) et (Mishkin & Schmidt-Hebbel, 2007),

marqué par la discussion entre discrétion et règle explicite. A cette époque, la politique

discrétionnaire remportait le débat. Celle-ci consistait pour la Banque Centrale à agir de façon

active, à chaque période, en fonction des informations dont elle dispose sur l'état actuel et

futur de l'économie. Ainsi, dans une logique discrétionnaire, la Banque Centrale cherche à

optimiser son action en fonction du type de choc imprévisible affectant l'économie.

Néanmoins, la crise de 1929 vient remettre en cause l'efficacité de la politique discrétionnaire.

En effet, suite aux travaux de (Barro & Gordon, 1983) il a été démontré que ce type de

politique induit à un "biais inflationniste". Plus tard, d'autres travaux, à l'instar de ceux de

(Clarida, Gali, & Gertler, 1999), rejoignent ce constat en démontrant que le taux d'inflation

est plus volatile sous une politique discrétionnaire que sous engagement strict à des règles

explicites. Les auteurs expliquent à cet égard que "les problèmes qui peuvent apparaitre sous

la discrétion sont liés à la réaction des Banques Centrales qui ont tendance à répondre de

façon automatique aux incitations auxquelles elles font face, mais ces dernières peuvent être

erronées".

En dépit de ces évolutions, plusieurs auteurs se sont repenchés sur la question relative

au cadre optimal de conduite de la politique monétaire, à l'instar de (Taylor, 1993)et

(Svensson, 1997), et ont conclu à travers leurs travaux, que " les politiques de règles" axées

sur des variables, refléteraient mieux l’objectif de la politique monétaire". Dès lors, le débat a

été orienté sur l'analyse de la nature et de la forme des règles explicites que les Banques

Centrales devront adopter pour atteindre efficacement leur objectif de stabilité des prix.

1.2.2 Politique de ciblage d'inflation: Règles de conduite

Selon (Barro & Gordon, 1983)"une règle monétaire consiste, pour la Banque Centrale

à trouver une fonction de réaction indicatrice du mécanisme par lequel elle pourra stabiliser

le système économique". Ces politiques consistent donc à se fixer un objectif de moyen et

long terme, par exemple, la croissance de la masse monétaire de 3% tous les ans, pendant n


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années, et à s'y tenir. Ainsi, plusieurs contributions ont enrichi le débat relatif aux règles en

distinguant deux catégories à savoir: des règles "d'objectifs" et des règles "d'instruments".

Règles d'objectifs

Ces règles d'objectifs sont plus complexes qu'une simple règle instrumentale, qui

détermine de façon mécanique la fonction de réaction de la banque centrale aux évolutions du

taux d'inflation. L'une des règles d'objectif qui a inspiré de nombreuses littératures est la règle

de ciblage d'inflation (inflation targeting). Cette règle est fondée sur la comparaison entre

l'objectif d'inflation future et le taux d'inflation prévu. Selon (Svensson, 1997),"l'action de la

banque centrale réside dans la limitation des déviations potentielles des prévisions d'inflation

par rapport à la cible fixée". Parmi ces règles d'objectifs, la littérature distingue entre la règle

de "ciblage d'inflation flexible", et celle de"ciblage d'inflation strict".

Ciblage d'inflation flexible

La fonction "objectif" appropriée, formulée par (Kydland & Prescott, 1977) et par

(Barro & Gordon, 1983), consiste à adopter la forme suivante:

𝑳 = 𝜹 (𝒚 − 𝒚∗) −𝟏

𝟐𝝅𝟐 (𝟏)

Avec y : taux de production effectif, y*: taux de production potentiel, π: taux d’inflation, δ:

poids accordé par la BC à la production, par rapport à la stabilité de l'inflation.

A cet égard, la Banque Centrale se focalise essentiellement sur la perte liée aux

fluctuations de l'output et de l'inflation aux alentours des niveaux désirés. Ainsi, la fonction de

perte s'établit comme suit:

𝑉 =1

2𝜹 ((𝒚 − (𝒚∗ + 𝛘)) 𝟐 +

1

2(𝝅 − 𝝅∗) 𝟐 (𝟐)

Ou π*: taux d’inflation cible. Dans ce cas de figure, le comportement de la BC, consiste à

stabiliser l'output (y) autour de y* + χ.


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En revanche, certains auteurs tels que (Clarida, Gali, & Gertler, 1999), ont démontré

que ces politiques de ciblage flexible d'inflation engendrent des biais inflationnistes liés aux

problèmes "d’incohérence temporelle", émanant de comportements asymétriques des

banquiers centraux sacrifiant la cible indiquée (par exemple un taux d'inflation) pour d'autres

objectifs macroéconomiques, tels que la stabilisation de la production, de l'emploi etc... Ce

problème a mis l'accent sur la nécessité de revoir le cadre de conduite de la politique

monétaire. A cet égard, un courant de la littérature a émergé, se prononçant en faveur de

l'adoption d'une règle de "ciblage strict", dans laquelle l'inflation représente la seule variable

cible.

Ciblage strict d'inflation

D'un point de vue historique, le ciblage d'inflation strict a été adopté suite aux difficultés

rencontrées par plusieurs pays lors de l’utilisation d'un "ciblage des agrégats monétaires"

(Friedman.M, 1984) ou l'adoption par la Banque Centrale du taux de change comme objectifs

intermédiaires de la politique monétaire. A cet égard, le régime de ciblage strict d'inflation

apparait comme la nouvelle solution pour les Banques Centrales afin d'assurer la prospérité

économique et financière tant recherchée. Ainsi, sous le ciblage d'inflation, la fonction "objectif"

d'une Banque Centrale prend la forme suivante :

𝑳 = 𝜹 (𝒚 − 𝒚 ∗) −𝟏

𝟐( 𝝅 − 𝝅∗ ) 𝟐 (𝟑)

Les travaux de (Clarida, Gali, & Gertler, 1999) démontrent que la règle de "ciblage d'inflation

strict" permet un ancrage optimal des anticipations inflationnistes des agents économiques au

niveau souhaité: 𝛑𝑎= 𝛑𝑏∗; ce qui assure un rôle stabilisant pour la politique monétaire.

Règles d'instruments

Comme le stipule (McCallum, 1988), ces règles d'instruments "font référence à la

reconnaissance d'une forme fonctionnelle permettant de déterminer le niveau des instruments à un

instant donné". Les principales "règles d’instruments" proposées par la littérature sont celles de

(McCallum, 1988) qui prend en compte l'agrégat monétaire de base comme instrument et le PIB

nominal comme cible, celle de (Henderson & McKibbin, 1993) et enfin la règle de (Taylor,

1993) dont l’instrument est le taux d'intérêt à court terme. De toutes ces règles d'instrument, la


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règle de Taylor est la plus utilisée: dans sa règle de conduite, il met en relation le taux d’intérêt

de court terme avec l’inflation et le cycle économique, en accordant le même poids à l’objectif de

stabilité des prix et de stabilité économique, tel que 𝜷𝝅=𝜷𝒚= 0.5. Ainsi, la règle qui décrit le

comportement des Banques Centrales en matière de ciblage d’inflation s’écrit de la sorte:

𝒓𝒕 = 𝒓∗ + 𝝅𝒕 + 𝜷𝝅 (𝝅𝒕 − 𝝅∗) + 𝜷𝒚(𝒚𝒕 − 𝒚∗)(4)

Avec Π*: cible d’inflation, r*: taux d’intérêt réel d’équilibre ,(𝑦𝑡-y*): output gap

(Taylor, 1993) suggère à travers sa règle de conduite, que lorsque l’inflation s’écarte de

son objectif, la Banque Centrale tend à ajuster le taux d'intérêt réel afin de stabiliser le taux

d'inflation à son niveau cible. En outre, cette règle initiale a été partiellement aménagée par les

travaux de (Sachs, 1996) qui souligne la nécessité de prendre en compte les anticipations

d'inflation dans le but d'agir de façon préventive. Pour ce faire, il remplace le terme 𝜋𝑡 par 𝜋𝑡𝑎

dans l'équation:

𝒓𝒕 = 𝒓∗ + 𝝅𝒕𝒂 + 𝜷𝝅 (𝝅𝒕

𝒂 − 𝝅∗) + 𝜷𝒚 (𝒚𝒕 − 𝒚∗)(5)

Les partisans de cette règle, tel que (Pollin, 2002), (Woodford, 2004) affirment qu’en

affichant une telle règle, "la Banque Centrale ne peut plus être soupçonnée de biais inflationniste,

ce qui lui permet de gagner en crédibilité, tout en conservant une certaine flexibilité

opérationnelle lui permettant de contrôler les déséquilibres conjoncturels".

Ainsi, après avoir exposé l'évolution du cadre de conduite de la politique monétaire au

fil du temps, il parait utile désormais, de mettre en avant les objectifs et les instruments à la

disposition de la Banque Centrale pour mener à bien son mandat (1.3.1). Dans un second temps,

nous mettrons en exergue les mécanismes par lesquels les impulsions de la politique monétaire se

répercutent sur l’économie: ces mécanismes sont connus dans la littérature sous le nom de

"canaux de transmission" de la politique monétaire (1.3.2). Pour finir, nous mettrons en évidence,

le rôle que joue le canal du taux de change dans l'efficacité de la politique monétaire (1.3.3).


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1.3. Cadre opérationnel de la politique monétaire: Objectifs, instruments

et canaux de transmission

Durant la seconde moitié du XXème siècle, les systèmes monétaires internationaux ont

connu de profondes mutations suite à l'effondrement du régime de Bretton Woods en 1973, suivi

de chocs pétroliers importants. Cette période de crises et d'instabilités a été marquée par une

spirale inflationniste aigue conduisant à des dégradations économiques importantes et persistantes

sur plusieurs années. La récurrence et la violence de ces turbulences économiques ont inspiré de

nombreux travaux de recherche ayant pour but ultime de trouver une solution afin de limiter les

retombées néfastes de ces chocs sur l'activité économique, d'éviter leur propagation et d'anticiper

leur survenance future. Ces recherches ont abouti à un consensus général selon lequel, la stabilité

des prix était une condition primordiale pour assurer l'efficacité de la politique monétaire. Ainsi,

dans ce qui suit, nous exposerons les objectifs intermédiaires et finaux de la politique monétaire

ainsi que les instruments à mettre en œuvre par les autorités monétaires afin de mener à bien leur

mission.

1.3.1 Objectifs et instruments de la Politique Monétaire

Objectifs de la Politique Monétaire

Au sujet de la politique monétaire, (Friedman, 1968) affirme que «comme toute

politique économique, la politique monétaire vise à agir sur les variables économiques telles

que l'inflation, la croissance, le chômage et l'équilibre extérieur". On parle ainsi du "carré

magique de Kaldor" vu la difficulté d'atteindre simultanément ces objectifs.

Objectifs finaux

La détermination de l'objectif ultime de la politique monétaire est controversée entre

deux écoles de pensée, à savoir les Keynésiens qui sont favorables à la croissance du revenu

national et les Monétaristes, qui quant à eux sont partisans de la maitrise de l'inflation. La

montée de l'inflation à la fin des années 1970, a entrainé un recentrage de la mission de la

plupart des Banques Centrales, qui deviennent plus centrées sur l'impératif de la stabilité des

prix. A cet égard, (Issing, 2002) stipule que "la priorité de la stabilité des prix vient remplacer


17

l'objectif de croissance économique". Ainsi, la lutte contre l’inflation est devenue le principal

objectif de la plupart des Banques Centrales depuis le milieu du XXème siècle

Objectifs intermédiaires

Vu la difficulté de lier directement les instruments à l'objectif final et de long-terme de

stabilité des prix, les Banques Centrales sont tenues de mettre en place des objectifs

intermédiaires à réaliser dans le court terme. A cet égard, (Cecchetti & Kim, 2004 ) "qu’il est

possible de réaliser les objectifs finals en agissant sur deux variables intermédiaires, à savoir;

les taux d'intérêt et les agrégats monétaires".

Les instruments de conduite de la Politique Monétaire

Durant la seconde moitié du XXème siècle, les recherches relatives à l'objectif optimal de

la politique monétaire ont abouti à un consensus général stipulant que "la maitrise de l'inflation

était une condition primordiale pour assurer la bonne conduite de la politique monétaire"

(Kydland & Prescott, 1977) et (Svensson, 1997). Néanmoins, ce consensus fait naitre une

question préoccupante, à savoir: Quel(s) instruments(s) mobiliser pour atteindre efficacement

l'objectif ultime de stabilité des prix ?

La mise en œuvre de la politique monétaire, se fait à travers une panoplie d'instruments

d'intervention à la disposition des Banques Centrales afin d'atteindre son objectif ultime de

stabilité des prix. A cet égard, la BCT, dans le but de mener efficacement sa politique

monétaire, effectue certaines opérations sur le marché monétaire qui ont pour but d’orienter les

taux d’intérêt à court terme, censé influer ensuite sur les taux à plus long terme et l’activité

économique dans son ensemble. Parmi ces opérations de refinancement, nous pouvons citer:

- Les opérations principales de refinancement (7jours): outil principal d'injection/ponction de

liquidité, le taux planché à appliquer à ces opérations est le taux directeur de la Banque Centrale.

- Les opérations de refinancement à plus LT (à 6 mois): ont pour objet de fournir des

liquidités additionnelles pour des échéances plus longues.

- Les opérations de réglage fin: corrigent, de façon ponctuelle, les effets des fluctuations

imprévues de la liquidité bancaire sur le taux d'intérêt.

- Les opérations structurelles: visent à gérer une situation de déficit ou d'excès de liquidité

durable.


18

Figure 2 :Utilité des opérations de refinancement

Source: Auteur

Afin d'exécuter convenablement ces opérations et agir sur le marché monétaire

conformément à l'orientation de sa politique monétaire, la BCT dispose de trois types

d'instruments de refinancement, à savoir:

- L’appel d'offre: cet instrument est le plus utilisé, il consiste en une injection de liquidité sur

le marché monétaire de manière régulière en contrepartie de la remise de collatéraux.

- L'Open-Market : instrument servant à acheter ou à vendre des titres en contrepartie d'une

injection ou d'une ponction de liquidité sur le marché monétaire.

- Les Swaps de change: il s'agit d'un instrument de gestion de trésorerie par lequel la Banque

Centrale achète ou vend des dinars au comptant contre des devises.

Après avoir exposé le cadre stratégique et opérationnel de conduite de la politique

monétaire il convient désormais de s'interroger sur les mécanismes par lesquels les impulsions

de la politique monétaire se transmettent à l'économie. La connaissance de ces mécanismes

s'avère être primordiale pour les Banques Centrales afin de mieux orienter leurs actions et

ainsi, atteindre efficacement leur objectif tant recherché de stabilité des prix.

Operations de refinancement

Pilotage du taux d'intérêt

interbancaire au jour le jour

Gestion de la

liquidité bancaire

Orientation de la

politique monétaire


19

1.3.2 Canaux de transmission de la Politique Monétaire

Les instruments de la politique monétaire influent sur l'économie réelle en suivant

différents canaux. A cet égard, (Friedman, 2008), stipule que «la politique monétaire prend un

temps long et incertain pour agir». Ainsi, les délais dans la transmission des effets de la

politique monétaire ont conduit la plupart des Banques Centrales à définir des objectifs de

politique monétaire à moyen terme. A cet égard, le schéma de base de transmission des effets

de la politique monétaire sur l'économie réelle se présente comme suit:

Figure 3 : Transmission des impulsions de la politique monétaire

Source: Auteur

La connaissance des canaux de transmission de la politique monétaire est essentielle

pour les Banques Centrales car ces derniers constituent des liens spécifiques par lesquels les

impulsions de la politique monétaire se répercutent sur l'activité économique et plus

particulièrement, sur le niveau des prix. A cet égard, la littérature théorique identifie un canal

de nature subjectif: le "canal de l'information" et trois principaux canaux objectifs de

transmission de la politique monétaire:

Canal subjectif

La transmission des impulsions monétaires, aux autres variables financières (taux de

change, taux d'intérêt à long terme, cours des titres...) dépend du degré de crédibilité

qu'accordent les marchés aux annonces des autorités monétaires en matière de lutte contre

l'inflation. C'est pourquoi, dès le début des années quatre-vingt-dix, les Banques Centrales

prennent en compte ce "canal de l’information": par lequel elles envoient des signaux en

direction des AF et ANF, à travers lesquels elles indiquent par avance leurs intentions en

matière d'inflation. Ces annonces ont pour but d’influencer le comportement des AE et d'ancrer

leurs anticipations inflationnistes, qui jouent un rôle prépondérant dans l'efficacité de la PM.

Instrument(s)Objectif(s)

intermédiaire(s)Objectifs finaux


20

Canaux objectifs

Canal du taux d’intérêt

Le taux d'intérêt constitue un canal très important par lequel les impulsions le la

politique monétaire se transmettent à l'économie réelle. Keynes considère ce canal du taux

d'intérêt comme le mécanisme principal de transmission des actions de la politique monétaire.

En effet, il affirme que "les chocs monétaires sont transmis à la sphère réelle à travers le canal

du taux d'intérêt". A cet égard, un grand intérêt est porté aux effets des variations des taux

d’intérêt sur les décisions de consommation et d'investissement des acteurs économiques. La

théorie néo-keynésienne avance l'idée qu'une baisse non anticipée des taux d’intérêt, aura à

court terme, trois effets significatifs sur les comportements de dépenses des ménages, à savoir:

un effet de substitution, un effet de revenu, et un effet de richesse, qui conduisent les ménages à

arbitrer entre la consommation présente et l'épargne future ou vice-versa.

Canal du crédit

On distingue le canal strict du crédit et le canal au sens large. Contrairement au canal

monétaire, le canal strict du crédit s'intéresse plutôt à l’offre de crédit des banques au lieu de la

demande de monnaie des agents non financiers. Ainsi, dans le cadre du canal strict du crédit,

un rôle prépondérant est attribué aux banques qui impactent significativement le processus de

financement de l'économie. En effet, si la banque centrale conduit une politique monétaire

restrictive visant à réduire les crédits et par conséquent la masse monétaire en circulation dans

l'économie, les banques seront contraintes d'ajuster leurs conditions d'octroi de crédit en élevant

les taux débiteurs ou en réduisant l'offre de crédit, ce qui affectera par voie de conséquence les

ménages et les entreprises (PME essentiellement). Ainsi, tel que le démontre l'enchainement ci-

dessous, la transmission de l'action monétaire à la sphère réelle s’opère par les variations de

l’offre de crédit:

r ⇒ M ⇒ prêts bancaires ⇒C ⇒ I ⇒ Y (6)


21

Canal du taux de change

Ce canal du taux de change connu dans la littérature économique sous le nom de "Pass-

Through taux de change" , joue un rôle important dans ce nouveau cadre d'internationalisation

croissante des économies, et de flexibilité du taux de change. En effet, dans ce nouveau

contexte, les fluctuations des taux de change sont susceptibles via leur transmission aux prix

domestiques, d'affecter les équilibres macroéconomiques et la dynamique d'inflation, qui

constitue depuis le XXème siècle, la préoccupation majeure de la plupart des Banques

Centrales. En effet, une dépréciation de la monnaie nationale, induite par un choc externe, aura

pour effet de renforcer la compétitivité des exportations nationales, par rapport aux

importations, devenant plus chers suit à la déprécation constatée de la monnaie nationale, ce qui

permettra d'ajuster le solde de la balance commerciale et ainsi d'améliorer la demande globale.

Toutefois, la dépréciation du taux de change a également des effets néfastes sur l'économie, à

travers sa transmission aux prix domestiques: en effet, le renchérissement observé des

importations se traduira par une inflation dans l'appareil productif des entreprises, qui

reperceront la hausse de leurs coûts de production, dans leurs prix de vente, ce qui se traduira

par une augmentation des prix à la consommation et par conséquent, alimentera l'inflation.

Ainsi, les fluctuations du taux de change sont susceptibles d'affecter sensiblement les équilibres

macroéconomiques ainsi que les prix domestiques, ce qui aura un effet sur la dynamique

d'inflation. Par conséquent, un intérêt particulier devrait être attribué par les autorités

monétaires à ce canal de transmission qui joue un rôle perturbateur sur la politique monétaire.

Eu égard de ce qui précède, il apparait que, dans ce contexte, marqué par une plus

grande ouverture des économies et l'adoption de régimes de change flexibles, l'instrument du

taux de change, devenant plus actif, prend de l'importance, de part son effet sur la compétitivité

des économies ou encore sur la dynamique des prix domestiques. Ainsi, dans ce qui suit, il

convient de mettre le point sur ce canal de transmission et nous essayerons d'apporter des

éléments de réponse aux questions suivantes, à savoir:

Comment les variations de change affectent-elles les variables macroéconomiques clés? et

quel rôle joue le taux de change dans la transmission de la politique monétaire?


22

1.3.3 Rôle du taux de change dans la transmission de la Politique Monétaire

Dans ce nouveau contexte, il semblerait que la prise en compte par les autorités

monétaires de l'instrument du taux de change soit devenu une nécessité, étant donné qu'il fait

partie intégrante du mécanisme de transmission de la politique monétaire: en effet, une

modification du taux de financement à un jour par la Banque Centrale, entraîne une évolution

du taux de change. Ces évolutions du taux de change déterminent à la fois les flux des échanges

des biens et services, mais également exercent des pressions importantes sur la balance de

paiements, le niveau général des prix ainsi que d'autres variables macroéconomiques clés, tel

que le démontre le schéma ci-dessous:

Figure 4 : Mécanismes de transmission de la politique monétaire

Source: Christopher Ragan

Ainsi, il apparait que la baisse des taux directeurs, induite par l'adoption d'une

politique monétaire expansionniste, aura indirectement pour premier effet une dépréciation

de la monnaie nationale, ce qui se traduira par deux effets: d'une part; l'augmentation de la

demande globale des biens et services induite par une amélioration du solde de la balance

commerciale, du fait que les exportations nationales deviennent plus compétitives sue les

Taux cible du financement à un jour

Taux d'intérêt à MLT Taux de change

Consommation et

investissement

Exportations

Demande globale

Production globale

Inflation

Attentes d'inflation


23

implorations. Ainsi, cette augmentation de la demande domestique aura pour effet de relancer

la production nationale. D'autre part, cette baisse du taux d'intérêt rendra la monnaie

nationale moins attractive ce qui aura pour effet une fuite des capitaux étrangers, qui

entraineront à leur tour une dépréciation du taux de change.

Dans le cas contraire, l'adoption d'une politique monétaire restrictive par la banque

centrale induisant une hausse des taux d’intérêt se traduira par deux effets simultanés: d'une

part, une baisse de la demande de biens de consommation durables et de l'investissement.

Et d'autre part, une appréciation de la monnaie nationale, qui ne fera que creuser le déficit

commercial, en raison de la hausse des importations devenant moins couteuses, et une baisse

des exportations, devenant moins compétitives. In fine, ces effets conjugués se traduiront par

une baisse de la demande globale des biens et de services domestiques qui se soldera par un

ralentissement de la production nationale.

De plus, la hausse des taux d’intérêt à MLT corrélée à l’appréciation de la monnaie

nationale a d'autres effets plus immédiats sur l’inflation qui ne sont pas liés à leur incidence sur

la demande globale. En effet, la hausse des taux d’intérêt se traduira par une augmentation

des prix de certaines composantes de l’IPC, et l’appréciation de la monnaie nationale,

impactera à la baisse les prix des biens de consommation importés et ainsi la baisse d’autres

prix composants l’IPC

En conclusion, il a été démontré par l'analyse ci-dessus que les fluctuations du taux de

change peuvent être très coûteuses pour la stabilité interne. En effet, l'ampleur avec laquelle les

chocs de change exogènes se transmettent à l'économie pourrait conditionner l'efficacité de la

politique monétaire du fait que ce canal du taux de change fait partie intégrante du mécanisme de

transmission de la politique monétaire. Ainsi, au vu du rôle perturbateur que joue le taux de

change sur les variables macroéconomiques clés et sur les prix domestiques, une importance

particulière doit être accordée par les Banques Centrales à cet instrument dans la conduite de leur

politique monétaire, afin d'atteindre leur objectif de stabilité des prix.

Eu égard de ce qui précède, il parait nécessaire dans ce qui suit, de mettre davantage

l'accent sur ce canal du taux de change, étant donné ses implications importantes dans la

transmission des impulsions de la politique monétaire à l'économie réelle. Ainsi, dans cette

seconde section, il s'agira de mettre en avant ce Pass-Through taux de change tel que présenté


24

dans la littérature économique, et de mettant en évidence l'impact de ce dernier sur l'inflation.

Ainsi, il s'agira dans ce qui suit de répondre aux interrogations suivantes, à savoir:

Comment les variations du taux de change affectent-elles les prix domestiques ?

Quelles en sont es implications sur l'efficacité de la politique monétaire ?

Section 2: Pass-Through taux de change, dynamique d'inflation et

efficacité de la politique monétaire

Le taux de change constitue un prix directeur essentiel dans la conduite de la politique

monétaire. En effet, ses fluctuations peuvent être très néfastes pour la stabilité interne. C'est une

variable qui détermine à la fois les flux des échanges des biens et services et qui exerce

également, une pression importante sur la balance de paiements, le niveau général des prix ainsi

que sur nombreuses autres variables macroéconomiques clés. A cet égard, (Choudhri &

Hakura, 2001) mettent l'accent sur l'importance de ce canal dans la conduite de la politique

monétaire en affirmant que "le degré de transmission des variations du taux de change aux prix

intérieurs constitue une information précieuse dans la mise en œuvre de la politique monétaire

visant l'atteinte de l'objectif primaire de stabilité des prix".C'est pourquoi, il est d'un grand

intérêt pour les décideurs des pays en voie de développement, et en particulier pour la Tunisie,

de cerner et de mesurer les effets des fluctuations du taux de change nominal sur les prix à la

consommation afin de décider de la conduite de leurs politiques monétaires et de change. Ainsi,

il conviendra dans ce qui suit d'apporter des éléments de réponse aux interrogations suivantes:

Comment les variations du taux de change se transmettent aux prix domestiques ?

Cette transmission aux prix est-elle complète?

Quels sont les déterminants influençant le degré du Pass-Through taux de change ?

La réponse à ces questions permettra d'éclairer sur l'effet perturbateur que joue le Pass-

Through taux de change sur la dynamique d'inflation et ainsi, de mettre en évidence les

implications qui en découlent sur la conduite et l'efficacité de la politique monétaire des

Banques Centrales, dont leur objectif principal est de promouvoir la stabilité des prix.


25

Ainsi, il convient dans un premier lieu de présenter le concept du Pass-Through tel qu'exposé

par la littérature (2.1), puis, dans un second lieu, nous mettrons en avant les déterminants

influençant ce degré du Pass-Through (2.2). Enfin nous mettrons en évidence le processus

dynamique de transmission des variations du taux de change aux prix domestiques (2.3).

2.1 Présentation du Pass-Through taux de change

La littérature qui s'est intéressée à l'étude du Pass-Through taux de change avance

l'idée, que le régime de change adopté déterminera la dynamique globale des effets de

transmission des variations du taux de change aux prix ainsi que la capacité d'absorption des

effets inflationnistes sur les prix domestiques. Ainsi, avant d'entamer la discussion sur le Pass-

Through taux de change, il convient d'abord de présenter certains concepts théoriques relatifs à

la notion de taux de change afin de faciliter la compréhension de ce canal de transmission qui

joue un rôle primordial dans la conduite de la politique monétaire des Banques Centrales.

2.1.1 Taux de change: Cadre conceptuel

Selon (Mankiw & Swagel, 2006) "le taux de change est le prix auquel se font les

échanges entre deux pays". Cette définition se trouve assez large, dans le sens où elle ne fournit

pas de précision sur la nature du taux de change. La littérature met en avant deux types de taux

de change, à savoir: le taux de change bilatéral et le taux de change effectif.

Taux de change bilatéral: Le taux de change bilatéral indique le taux de change entre

deux monnaies, une monnaie locale et une monnaie étrangère. Ainsi, il existe autant de taux de

change bilatéraux qu'il existe de devises étrangères convertibles dans cette monnaie. Nous

pouvons en distinguer deux:

Le taux de change nominal (TCN): Mesure le prix d'une monnaie étrangère en

monnaie nationale. Il peut être exprimé au certain, c'est à dire le nombre d'unités de monnaie

étrangère nécessaires pour une unité de monnaie nationale, ou à l'incertain; il s'agit du nombre

d'unités de monnaie nationale nécessaire pour détenir une unité de monnaie étrangère.


26

Le taux de change réel (TCR): Le taux de change réel exprime le prix relatif des

produits étrangers par rapport aux produits nationaux, exprimé en monnaie nationale. Ce taux

prend en considération l'évolution du taux de change nominal et celle des prix dans les pays

concernés.

Taux de change effectif

Le taux de change effectif est un indicateur synthétique permettant de suivre l'évolution

de la valeur internationale d'une monnaie en observant simultanément un grand nombre de taux

de change. On peut distinguer:

Le taux de change effectif nominal (TCEN1):est une moyenne géométrique des taux de

changes nominaux d'un pays donné par rapport aux monnaies des partenaires commerciaux. La

mesure du TCEN se fait en prenant en compte uniquement les parités nominales, abstraction

faite des différences de pouvoir d'achat entre les deux devises.

TCEN= ∏𝑵𝒊=𝟏 (𝑰𝑻𝑵𝒊)2

𝜶𝒊(7)

Le taux de change effectif réel (TCER): tient compte de l'évolution nominale de la

monnaie nationale par rapport aux monnaies du panier retenu et de l'évolution des prix locaux

dans les pays commerciaux. La mesure du TCER prend en compte les indices de prix et de

leurs évolutions.

TCER= TCEN* 𝑰𝒏𝒅𝒊𝒄𝒆 𝒎𝒐𝒚𝒆𝒏 𝒅𝒆𝒔 𝒑𝒂𝒓𝒕𝒆𝒏𝒂𝒊𝒓𝒆𝒔 𝒄𝒐𝒎𝒎𝒆𝒓𝒄𝒊𝒂𝒖𝒙

𝑰𝒏𝒅𝒊𝒄𝒆 𝒍𝒐𝒄𝒂𝒍 𝒅𝒆𝒔 𝒑𝒓𝒊𝒙(8)

La littérature au sujet du Pass-Through taux de change avance que la transmission des

chocs externes aux prix intérieurs via le canal du taux de change dépend du régime de change

adopté par le pays. En effet, il a été démontré dans multiples travaux, à l'instar de ceux de

1 Pour calculer le TCEN, il faut choisir un panier de monnaies de partenaires commerciaux et y affecter une pondération reflétant l'importance de la monnaie dans le commerce extérieur du pays. 2 ITNi: indice de taux de change nominal de la monnaie nationale par rapport à la monnaie "i" et 𝛼𝑖 : coefficient de pondération pour chaque monnaie "i"


27

(Goldfajn & Werlang, 2000), (Choudhri & Hakura, 2001) ou encore (Devereux & Yetman,

2002), que la capacité d'absorption du taux de change ainsi que la dynamique globale des effets

de transmission de ce dernier sur les prix sera tributaire du régime de change adopté. C'est

pourquoi il est nécessaire avant d'entamer la discussion sur le Pass-Through taux de change et

de ses effets sur les prix domestiques, de présenter brièvement les différents régimes de change

existants.

2.1.2 Régimes de change

Le régime de change désigne, tel que le stipulent (Obstfeld & Rogoff, 1995)

"l’ensemble des règles par lesquelles un pays organise la détermination des taux de change".

La littérature économique retient principalement deux grands types de régime: le régime de

change fixe et le régime de change flottant ou flexible que nous allons présenter brièvement:

Régime de change fixe

Tel que le stipule (Yougbare, 2009) : "dans un régime de change fixe, le cours

d’une devise se trouve fixé par la Banque Centrale émettrice de cette devise, par rapport à un

étalon de référence qui est souvent une monnaie ou un panier de monnaies". Ce cours ainsi fixé

est appelé "cours pivot" et constitue un taux de référence autour duquel une certaine marge de

fluctuation peut être acceptée par les autorités monétaires. Ainsi, dans un tel régime, les

Banques Centrales sont tenues, à travers leurs interventions sur le marché de change, de

défendre ce cours pivot de façon à le maintenir à l’intérieur de la marge de fluctuation

autorisée.

Régime de change flottant

A l'inverse, en présence d'un régime de change flottant, aucun engagement des

autorités monétaires n’est pris au sujet du taux de change. Ce dernier évolue librement, selon

les variations de l’offre et de la demande sur le marché des changes. A ce propos, la littérature

distingue deux formes de régimes de change flottant, à savoir: le "régime de flottement pur"

dans lequel les Banques Centrales n'interviennent pas et laissent le marché s'équilibrer seul

selon la loi de l'offre et de la demande, (Frankel, 1999) et le "régime de flottement

administré" dans lequel les autorités monétaires interviennent de façon ponctuelle et

https://www.lafinancepourtous.com/decryptages/marches-financiers/fonctionnement-du-marche/marche-des-changes-forex/


28

coordonnée afin d'influencer les mouvements de taux de change, mais sans pour autant,

engager leur responsabilité sur la trajectoire du taux de change.

Ainsi, après avoir présenté le concept du taux de change ainsi que les différents régimes

possibles, il parait nécessaire dans ce qui suit, de mettre en évidence le phénomène du Pass-

Through taux de change tel qu'exposé dans la littérature théorique.

2.2 Pass-through taux de change : Survol de la littérature théorique

L’intérêt qu’a suscité le sujet du Pass-Through du taux de change au cours des

années quatre-vingt a donné naissance à une large littérature théorique sur ce mécanisme de

transmission. Ainsi, confortement à (Goldberg & Knetter, 1997) ce phénomène de Pass-

Through taux de change, est défini comme étant "la variation en pourcentage des prix des

importations induite par une variation de 1% du taux de change". Selon (Devereux, M, &

Engel, 2003) , la prise en compte du taux de change dans la conduite de la politique monétaire

est essentielle du fait que ce canal fait partie intégrante du mécanisme de transmission de la

politique monétaire. De plus, au vu de son impact sur les prix, l'évaluation du degré du Pass-

Through taux de change devient une nécessité pour les autorités monétaires, dans le sens où,

cela leur permettront de se faire une idée plus claire sur l'ampleur de transmission des

variations du taux de change aux prix domestiques et par conséquent, leur donnera une idée sur

la dynamique d'inflation future, ce qui les aidera à recadrer l'action de leur politique monétaire

pour un meilleur résultat. Toutefois, l'évaluation de l'importance du Pass-Through s'avère être

une tâche assez compliquée du fait que les variations du taux de change sont le plus souvent la

résultante de nombreux facteurs à l’œuvre au sein des économies. Par conséquent, il devient

primordial pour les Banques Centrales d'identifier les diverses forces influant sur le taux de

change et de cerner leurs effets conjugués sur l’économie nationale pour mener efficacement

leur politique monétaire et atteindre leur objectif ultime de stabilité des prix.

Ainsi, dans le but de cerner le rôle perturbateur que joue le Pass-Through taux de

change dans la conduite de la politique monétaire, nous nous proposons dans ce qui suit

d'apporter des éléments de réponses aux interrogation suivantes :


29

Comment les prix réagissent-ils aux mouvements du taux de change ? Les suivent-ils

totalement ou partiellement ? et dans quels délais ?

Quels sont les facteurs influençant le degré du Pass-Through taux de change ?

2.2.1 Degré de transmission du Pass-Through aux prix

La littérature au sujet du Pass-Through taux de change distingue deux types de

transmission: une transmission complète et une autre incomplète. Pour (Sutherland, 2005) le

Pass-Through complet se produit "quand une appréciation (dépréciation) en termes de

pourcentage d’une devise étrangère entraîne une augmentation (diminution) d’un pourcentage

égal du prix d’un bien importé, évalué en devise du pays de destination". En outre, le Pass-

Throug incompletse produit "lorsque la réaction du prix est inférieure au pourcentage de

variation du taux de change". Ces différents degrés du Pass-Through se trouvent expliqués

dans la littérature par deux lois, à savoir: la loi du prix unique et de parité du pouvoir

d'achat(PPA) et la loi de " discrimination par les prix " ou " Pricing To Market "(PTM).

Pass-Through complet: Loi de la Parité du Pouvoir d'Achat (PPA)

Cette loi défend l'idée que la transmission des variations du taux de change aux

prix des importations en monnaie nationale est toujours immédiate et complète: en d'autres

termes, une dépréciation de la monnaie nationale se répercutera entièrement sur les prix. Ainsi,

dans une situation où le coût marginal des échanges internationaux est constant, les variations

du taux de change seront entièrement transmises aux prix des biens importés. Par contre,

(Krugman, 1991) affirme qu'en présence de coûts de transport non constants peuvent conduire

à la situation inverse de transmission incomplète, ce qui est plus souvent le cas en réalité.

Pass-Through incomplet:Loi du « Pricing-To-Market » (PTM)

La littérature empirique a montré que dans une économie ouverte, les variations du

taux de change se transmettent dans la plupart des cas partiellement et de façon différée

sur les prix domestiques. Ce phénomène de Pass-Through incomplet à été expliqué dans de

nombreux modèles de la "Nouvelle Macroéconomie Ouverte" parle comportement de

discrimination des prix adopté par les entreprises. En effet, stipulent que "dans un cadre

d'incertitude sur le niveau du taux de change, ces firmes peuvent, au lieu de répercuter la


30

totalité des variations du taux de change sur les prix en monnaie locale, absorber une partie

dans leurs marges bénéficiaires pour éviter la baisse de la demande du marché concerné". Plus

tard, (Devereux & Yetman, 2002) concluent à travers leurs travaux que les rigidités et

l'ajustement lent des prix à la consommation peuvent rendre les prix intérieurs moins réactifs

aux variations du taux de change, ce qui, à CT peut être également être à l'origine du caractère

incomplet du Pass-Through taux de change.

Pour conclure, la question de la transmission des variations des taux de change aux

prix domestiques constitue une problématique d'une importance cruciale étant donné l'effet qui

en découle sur l'équilibre interne et la dynamique d'inflation. Toutefois, il apparait que l'impact

du Pass-Through dépende du degré et de la vitesse de transmission des variations du taux de

change aux prix domestiques, qui eux-mêmes, sont tributaires de plusieurs facteurs. Il convient

donc, dans ce qui suit, de mettre en avant les principaux déterminants qui interviennent dans

l'explication de l'ampleur de transmission des variations du taux de change aux prix

domestiques au sein d’une économie.

2.2.2 Déterminants du Pass-Through taux de change

Le sujet du degré du Pass-Through taux de change a suscité un intérêt particulier au

cours des années quatre-vingt, donnant naissance à une large littérature théorique sur les

déterminants du Pass-Through. Certains travaux adoptent des explications d'ordre

microéconomique tandis que d'autres privilégient les considérations macroéconomiques.

Ainsi, dans une approche d'ordre microéconomique, on s'intéresse à l'explication du degré de

transmission des variations du taux de change aux prix intérieurs. Dans le cadre d'une approche

macroéconomique, l'accent est mis davantage sur les cadres de conduite des politiques

monétaire et de change en tant que déterminant du degré de force du "Pass-Through".

Déterminants microéconomiques du Pass-Through

Divers auteurs, à l'instar de (Betts & Kehoe, 2001); (Corsetti & Dedola, 2002);

(Bacchetta & Wincoop, 2003); ou encore (Bailliu & Fujii, 2004), adoptent l'approche

microéconomique pour expliquer le degré de transmission des variations des taux de change

aux prix intérieurs. Ainsi, dans cette approche microéconomique, deux principaux facteurs

influencent le degré de transmission du Pass-Through taux de change aux prix domestiques, à

savoir


31

Rigidité des prix

Puiseurs auteurs à l'instar de (Taylor.J, 2000) mettent en avant que dans un cadre de

concurrence imparfaite, les entreprises dotées d'un pouvoir de marché seront en mesure

d'adopter une politique de discrimination par les prix en appliquent des tarifications différentes

entre le marché local et extérieur. De plus, plusieurs études ont démontré que les entreprises

changent rarement leurs prix, et le font de façon échelonnée dans le temps, ce qui peut rendre

les prix intérieurs moins réactifs aux variations de taux de change.

Structure du panier de consommation

D'autres travaux engagés par (Corsetti & Dedola, 2002) et (Bacchetta & Wincoop,

2003), démontrent que le degré de transmission des variations du taux de change dépend de la

structure du panier de la consommation. En effet, il apparait que les parts respectives

qu’occupent les biens échangés et les biens non échangés dans le panier de consommation

influencent significativement le degré de transmission des variations de change aux prix

intérieurs. Les auteurs stipulent ainsi que " plus le rapport de pénétration d'importation est

grand, plus le degré de répercussion est grand". De plus, il a été démontré que la composition

de l'IPC affecte ce degré ; en effet, le degré de transmission des variations du taux de change

aux produits manufacturés s'avère moins important par rapport aux produits énergétiques et de

matières premières.

Déterminants macroéconomiques du Pass-Through

Une seconde branche de la littérature chapotée par (Taylor.J, 2000) fait valoir les

déterminants macroéconomiques du Pass-Through. Ce courant de la littérature met en évidence

trois types de déterminants macroéconomiques influençant le degré de transmission des chocs

de change aux prix:

Environnement inflationniste et crédibilité de la politique monétaire

(Taylor.J, 2000) a été l’un des premiers à formuler explicitement l’hypothèse que

l'impact du Pass-Through taux de change tend à diminuer dans une économie où le taux

d’inflation est faible et où la politique monétaire est crédible. Poursuivant sur la même lancée, de

nombreux travaux à l'instar de ceux de (Devereux & Yetman, 2002), (Gagnon & Ihrig, 2004)

avancent l'idée que l’efficacité de la politique monétaire à maintenir un taux d’inflation bas,


32

devrait amener les firmes à réduire leur perception de la persistance de tout choc négatif du taux

de change sur l’inflation et par conséquent, les dissuaderont à augmenter leurs prix de vente., ce

qui réduirait le degré du Pass-Through.

Régime de change

La transmission du taux de change aux prix intérieurs est tributaire du régime de

change adopté par le pays, tel que le stipule (Caramazza, 1986): "le régime de change adopté

déterminera la dynamique globale des effets de transmission ainsi que la capacité d'absorption

de ces variations de taux de change". A cet égard, de nombreux travaux se sont penchés sur

l'étude du régime de change optimal, à l'instar de (Betts & Devereux, 1996), (Svensson, 1997),

ont conclu qu'en présence de régime de change fixe, la politique monétaire devient stérile et

manque de souplesse dans la réalisation de on mandat. En effet, (Svensson, 1997) stipule que

"lorsque l’inflation est ciblée en régime de change fixe, la politique monétaire devient «

stérile» et la politique économique paralysée car les autorités monétaires ne peuvent plus

prendre des décisions de politique monétaire afin d’influencer le développement de l’activité

réelle". Sur la même lancée, (Choudhri & Hakura, 2001) affirment que "dans un régime de

taux de change flexible, une faible transmission des variations du taux de change aux prix peut

contribuer à stabiliser la production et l’inflation".

En résumé, le degré du Pass-Through du taux de change qui caractérise une

économie donnée est considéré comme le résultat d’une combinaison de facteurs

microéconomiques et macroéconomiques, résumés dans le schéma ci-dessous:

Figure 5 : Facteurs influençant le degré du Pass-Through

Determinants du degré du Pass-Through

Regime de change adopté

Crédibilité et efficacité de la PM

Structure et composition de l'IPC Rigidité des prix

Source: Auteur


33

Eu égard à l'importance que revêt le taux de change dans la conduite de la politique

monétaire, les Banques Centrales sont amenées à suivre de très près l'évolution de ce Pass-

Through. En effet, ces dernières doivent être en connaissance du processus de transmission des

variations du taux de change aux prix intérieurs et des conséquences qui en découlent sur les

variables macroéconomiques clés, afin de mettre en œuvre les actions adéquates et atteindre

efficacement leur objectif de stabilité des prix.

Ainsi, dans ce qui suit, nous allons mettre en évidence le processus dynamique par

lequel le Pass-Through taux de change affecte les prix domestiques. Cette analyse nous

permettra de mettre en avant le rôle perturbateur que joue le taux de change sur la dynamique

d'inflation et par conséquent, les implications qui en découlent pour la politique monétaire.

2.3 Transmission du Pass-through taux de change à la chaine des prix

La littérature au sujet du Pass-Through taux de change distingue trois principaux

canaux à travers lesquels les variations du taux de change affectent les prix domestiques. Ces

derniers sont représentés dans le schéma ci-dessous:

Figure 6 : Canaux de transmission des variations du taux de change aux prix

Toutefois, le degré de transmission du Pass-Through taux de change aux prix, est

tributaire de multiples facteurs, tel que nous l'avons présentéci-dessus. En outre, il est

communément admis dans la littérature tant, théorique qu’empirique, que les variations du

taux de change se transmettent à l'inflation à travers ce que (McCarthy, 1999) appelle dans ses

travaux "la chaine de prix du Pass-Through taux de change", schématisée ci-dessous:

Canal (1)

Prix des biens libellés en devise

Canal (2)

Prix des biens intermédiaires utilisés

dans la production

Canal (3)

Prix des biens composant le panier de consommation

Source: Auteur


34

Figure 7 : Transmission du Pass-Through à la chaine de prix de McCarthy

Ainsi, nous allons dams ce qui suit, presenter comment les variations du taux de

change affectent les importateurs, les producteurs et enfin les consommateurs.

2.3.1 Transmission des variations du taux de change aux prix des importations

La dépréciation de la monnaie a pour effet de modifier la composition de la demande,

en stimulant aussi bien la demande intérieure et extérieure des produits nationaux. D'une part,

l’augmentation des prix des produits importés donne lieu à une amélioration de la demande

extérieure, qui, à son tour, exerce des pressions à la hausse sur les prix intérieurs. D'autre part,

la dépréciation du dinar rend les produits locaux dédiés à l'exportation plus compétitifs, ce qui

fait accroitre la demande de biens et services interne, et entrainera probablement le

renchérissement des prix des produits nationaux exportables. Ceci viendra s’ajouter aux

pressions à la hausse des prix domestiques qui sont déjà exercées par l'augmentation du prix

des biens importés. De plus, l'augmentation de la demande des produits extérieurs se traduira

également par un accroissement de la demande de main-d'œuvre et, peut-être, de hausses de

salaires qui se répercuteront, à leur tour sur les prix. Toutefois, la plupart des études sur la le

Pass-Through, avancent que les variations du taux de change ne se répercutent pas

intégralement sur les prix à l'importation, et ce, même à LT. En dépit de ces conclusions, il est

communément admis que le degré et la vitesse de la transmission des variations du taux de

change aux prix des biens importés sont fonction de trois plusieurs facteurs:

Δ Prix du pétrole Δ Output gap Δ Taux de change

Δ Prix à l'importation

Δ Prix de vente industriels

Δ Prix à la consommation

Source: Auteur


35

Figure 8 : Déterminants du degré du Pass-Through aux prix des importations

2.3.2Transmission des variations du taux de change aux prix de vente industriels

Afin d'expliquer le degré de transmission du Pass-Through aux prix domestiques, la

littérature avance l'argument de la "discrimination par les prix" effectuée par les entreprises.

En effet, le comportement entreprises va dépendre de leur marge bénéficiaire, ainsi que de la

confiance qu'elles accordent aux autorités monétaires quant à leur capacité de résorber

rapidement les pressions inflationnistes émergentes suite à la déprécation du taux de change.

Ainsi, si les entreprises n'ont pas confiance dans la capacité des autorités monétaires à

contrecarrer rapidement ces pressions inflationnistes, elles ne vont pas appliquer de

discrimination, de sorte que leurs prix de vente varieront dans la même proportion que celle des

prix des biens importés induites par les variations de change observées. Par contre, si les

industriels considèrent que cette inflation n'est que temporaire, ils choisiront la méthode de la

discrimination par les prix, de sorte que la transmission des variations du taux de change aux

prix des biens importés sera incomplète, ce qui leur permettra par la même, de maintenir leurs

marges commerciales, susceptibles de décroitre si les prix de vente augmentent.

2.3.3 Transmission des variations du taux de change aux prix à la

consommation

Les variations du taux de change ont inévitablement des effets sur les prix à la

consommation, en particulier, tel que le soulignent (Goldberg & Knetter, 1997) pour les

économies ouvertes adoptant un régime de change flexible. Le degré avec lequel ces variations

se transmettent au panier de consommation des ménages, dépend de deux principaux facteurs, à

savoir: la part qu’occupent les biens importés dans l'IPC, ainsi que de l'influence que cette

variation du taux de change a sur la demande de produits intérieurs. Ainsi, une dépréciation

Pass-Through aux prix à l'importation

Durée prevue de la dépréciation

Coûts liés à l'ajustement des prix

Demande de produits interieurs

Source: Auteur


36

de la monnaie nationale donnant lieu à une majoration des prix des biens importés aura pour

effet d’améliorer la demande de biens et services domestiques qui concurrencent les

importations. En cas d'intensification de cette demande, celle-ci exercera des pressions à la

hausse sur les prix intérieurs et les salaires nominaux. Toutefois, la transmission des prix à la

consommation peut ne pas être complète même si la transmission aux prix à l'importation l'est.

Cette situation peut se produire lorsque les variations des coûts des importations sont absorbées

par des intermédiaires dans les circuits de distribution (coûts de transport, de commercialisation

et de service...). Ceci dépendrait également de l'état de concurrence sur le marché intérieur des

biens importés ainsi que du comportement d'adaptation des prix, tel que l'avancent (Bacchetta

& Wincoop, 2003) : " l’adoption de stratégies de prix différentes par les grossistes étrangers

et les détaillants locaux à l’égard des produits vendus sur le marché national peut expliquer la

transmission incomplète aux prix à la consommation même si la transmission aux prix à

l’importation est intégrale".

Figure 9 : Déterminants du degré du Pass-Throughe aux prix à la consommation

Source: Auteur

En conclusion, les travaux théoriques relatifs au Pass-Through mettent en avant une

transmission plus prononcée des variations du taux de change aux prix à l'importation que la

transmission aux prix à la consommation. De plus il semblerait que les prix des industriels

soient eux aussi moins sensibles aux variations du taux de change que les prix à l'importation,

ce qui est expliqué dans la littérature par le comportement de "discrimination par les prix",

pratiqué par les entreprises, en vue de maintenir leurs marges bénéficiaires inchangées. De

plus, la transmission moins prononcée et incomplète des variations du taux de change aux prix

à la consommation, est essentiellement expliqué par les auteurs par la rigidité des prix issue de

l'administration de certains produits composant le panier de consommation des ménages. Cet

argument est essentiellement avancé pour les pays émergents, compte tenu de la rigidité des

prix fortement présente dans ces économies. Ainsi, malgré la transmission incomplète et moins

prononcée des variations du taux de change aux prix domestiques, le Pass-Through du taux de

Pass-Through aux prix à la consommation

Part des biens importés dans l'IPC

Concurrence sur le marché

domestique

Demande de produits interieurs

Rigidité des prix


37

change joue, tout de même, un rôle important sur la stabilité interne et la dynamique

d'inflation, ce qui fait de lui, un élément déterminant dans la conduite et l'efficacité de la

politique monétaire. Ainsi, après avoir présenté théoriquement le Pass-Through taux de

change, nous nous proposons, dans ce qui suit, d’exposer les principales conclusions des

travaux empiriques effectués à ce sujet, aussi bien pour les pays industrialisés que pour les

économies émergentes, et ce, dans le but de confirmer les hypothèses avancées dans la

littérature théorique au sujet du Pass-Through taux de change.

Section 3: Survol des travaux empiriques sur le Pass-Through taux

de change

Eu égard à l'importance que revêt l'instrument du taux de change dans l'efficacité de

la politique monétaire, la montée considérable de la littérature théorique relative au Pass-

Through taux de change a été accompagnée par de nombreuses études empiriques visant à

estimer le degré de transmission des variations du taux de change aux prix et d'identifier les

facteurs influençant l'ampleur de transmission des variations de change dans différents pays,

afin de vérifier les hypothèses avancées par la littérature économique. Les conclusions

empiriques nous permettrons ainsi de cerner le rôle du Pass-Through taux de change dans

l'efficacité de la politique monétaire.

3.1 Cadre général des travaux sur le Pass-Through

Eu égard à l'importance attribuée au Pass-Through taux de change dans la littérature

économique, plusieurs travaux empiriques se sont penchés sur l'étude de la relation entre le

taux de change et l'inflation et visent à identifier les déterminants qui influencent le degré de

transmission des variations du taux de change aux prix domestiques. Ces analyses ont été, pour

la majorité, effectuées à partir de données en coupes transversales et visent à expliquer les

différences dans les élasticités de transmission de divers pays:

La première génération de travaux empiriques s’est intéressée à l'estimation du PTTC

à travers des modèles économétriques simples; utilisant la régression par la méthode des

moindres carrées ordinaire (MCO). En outre, les conclusions de ces études ont été fortement


38

critiquées et remises en question en raison de la faible attention accordée aux variables utilisées

dans l'étude (non stationnarité des séries chronologiques).

Comme réaction, une deuxième génération de travaux a émergé, essayant de prendre

en considération ces critiques. Ainsi, nombreux travaux à l'instar de ceux de (Caramazza,

1986); (Betts & Devereux, 1996); (Goldfajn & Werlang, 2000), ont essayé d'étudier la

relation entre le Pass-Through taux de change et l'inflation à travers des modèles uni-variés,

dont la spécification diffère des précédents: dans ces modèles, l’indice d’inflation est

régressé sur la valeur présente et passée de variation du taux de change et d'autres variables

explicatives. Néanmoins, ceci n'a pas suffi, puisque ces modèles développés adoptaient la

même technique d’estimation. Par conséquent, une troisième génération de travaux est apparue,

portant sur des modèles d'estimation plus sophistiqués donnant des résultats plus robustes.

Plus tard, nombreux autres travaux sont apparus, à l'instar de ceux de (McCarthy,

1999); (Choudhri & Hakura, 2001); (Campa & Goldberg, 2002); (Engel, 2002); (Gagnon

& Ihrig, 2004) ; (Corsetti, Dedola, & Leduc, 2008); (Coulibaly & Kempf, 2010), utilisant,

comme alternative aux modèles uni-variés, des modélisations vectorielles autorégressives

(VAR). Ces études ont tenté de détecter l'ampleur avec laquelle les chocs de change induisant

des variations du taux de change affectaient les prix domestiques et de mettre en avant les

déterminants qui expliquent le degré du Pass-Through dans différentes économies. De plus, à

travers l'analyse des fonctions de réponse impulsionnelles les modélisations VAR ont permis

aux auteurs d'analyser l'ampleur du choc de change sur les prix et sa persistance dans le temps.

3.2 Aperçu des travaux empiriques sur le Pass-Trough taux de change

La montée considérable de la littérature relative au Pass-Through taux de change, a

mis en évidence le processus dynamique par lequel le Pass-Through taux de change affecte la

chaine des prix et par conséquent, l'inflation. Ainsi, un large consensus s'est établit dans la

littérature du Pass-Through stipulant que les variations du taux de change ne se transmettraient

pas en intégralité aux prix domestiques: il s'agirait donc d'un Pass-Through "incomplet". En

effet, la littérature sur le "Pass Through incomplet", explique ceci par divers déterminants,

d'ordre macroéconomiques et microéconomiques. Eu égard à l'importance que revêt le Pass-

Through taux de change sur la dynamique d'inflation et au vu de son rôle perturbateur sur la

conduite la politique monétaire, de nombreuses études empiriques ont été engagées, visant à

estimer le degré de transmission des variations du taux de change aux prix et d'identifier les


39

facteurs influençant l'ampleur de transmission des variations de change dans différents pays,

afin de vérifier les hypothèses avancées par la littérature économique. Le but derrière ces

études était également de cerner les implications dont ce lien entre le Pass-Through taux de

change et l'inflation aurait sur la conduite et l'efficacité de la politique monétaire.

Dans ce qui suit il s'agira d'exposer les travaux empiriques estimant le degré du Pass-

Through dans différents pays et les principales conclusions tirées de ces études.

3.2.1 Pass-Through taux de change et dynamique d'inflation

Au vu de l'importance accordée par les Banques Centrales depuis le XXème siècle à

l'objectif de stabilité des prix, et suite à la chute du régime de Bretton Woods donnant lieu à

l'adoption de régimes de change flexibles, en particulier, dans les économies industrialisées, un

intérêt particulier a été porté à l'étude de la relation d'interdépendance entre le taux de change et

l'inflation en mettant en évidence le processus dynamique par laquelle le Pass-Through taux de

change affecte les prix domestiques et par conséquent l'inflation. Ces analyses ont été, pour la

majorité, effectuées à partir de données en coupes transversales:

Pass-Through taux de change et chaine de prix

Le premier à avoir analyser le processus dynamique par lequel le Pass-Through

taux de change affecte l'inflation via son passage par une chaine de prix, est (McCarthy, 1999).

Dans ses travaux, McCarthy met en avant, à travers l'utilisation d'un modèle VAR avec

décomposition de Cholesky sur un échantillon de pays industrialisés sur la période post

Bretton-Woods (1976-1998: période de flottement du taux de change), la chaine de

distribution selon laquelle les variations du taux de change affecteront en premier lieu les

importateurs, puis les producteurs et enfin les consommateurs. L'auteur souligne dans ses

travaux que l'ampleur de transmission du Pass-Through taux de change à la chaine de prix est

tributaire de cinq principaux facteurs; à savoir, l'inflation anticipée à (t) sur la base des

informations disponibles à (t-1) (𝐄𝐭−𝟏(𝛑𝐢𝐭 )),les effets des chocs d'offre (𝛆𝐬)et

dedemandedomestique (𝛆𝐝), les effets des chocs externes de changesur l'inflation (𝛆𝐞), et enfin,

les effets des chocs d'inflation non prévus sur la base des informations disponibles à t-1 (𝛆𝐦).

Ainsi, pour mettre en évidence l'impact du Pass-Through sur la dynamique d’inflation, l’auteur

représente la chaine de prix à travers les 3 équations suivantes:


40

Equation inflation : Importateur

𝜋𝑖𝑡𝑚 = 𝐸𝑡−1(𝜋𝑖𝑡

𝑚) + 𝛼1𝑖 𝜀𝑖𝑡𝑠 + 𝛼2𝑖 𝜀𝑖𝑡

𝑑+ 𝛼3𝑖 𝜀𝑖𝑡𝑒 +𝛼 4𝑖 𝜀𝑖𝑡

𝑚 (9)

Equation inflation : Producteur

𝜋𝑖𝑡𝑤 = 𝐸𝑡−1(𝜋𝑖𝑡

𝑤) + 𝛽1𝑖 𝜀𝑖𝑡𝑠 + 𝛽2𝑖 𝜀𝑖𝑡

𝑑+ 𝛽3𝑖 𝜀𝑖𝑡𝑒 + 𝛽4𝑖 𝜀𝑖𝑡

𝑚 (10)

Equation inflation : Consommateur

A travers l'observation des fonctions de réponse impulsionnelles, McCarthy constate

qu'au cours de la période post-Bretton Woods, la transmission des variations du taux de

change suite à un choc externe (taux de change ou prix à l'importation) aux prix domestiques

(IPVI et IPC), est assez modeste pour l'échantillon de pays retenu. Toutefois, la décomposition

des variances par la méthode de Cholesky, adaptée par l’auteur, lui a permis de tirer la

conclusion que l'impact des variations du taux de change sur l’inflation est plus prononcé dans

les pays dont la part des importations dans le PIB et dans le panier de consommations des

ménages est la plus élevée.

Degré du Pass-Through taux de change

Les travaux au sujet du Pass-Through taux de change convergent vers la conclusion

que le degré de transmission des variations du taux de change sur les prix n'est pas total

mais plutôt partiel pour la plupart des pays, ce qui corrobore avec les idées avancées dans la

littérature théorique du Pass-Through incomplet:

En effet, (Ghardach, 2016), dans ses travaux, tente d'examiner empiriquement la

relation de long terme du Pass-Through taux de change vers les prix à l'importation. Pour

ce faire, en s'inspirant des travaux de (Pesaran, Shin, & Smith, 2001) l'auteur utilise une

approche VAR sur un panel hétérogène (panel non stationnaire) composé de quatre pays en

voie de développement, à savoir: la Tunisie, le Maroc, l'Egypte et la Turquie pour une période

s'étalant de 1983 à 2013. Le choix de cet échantillon est dû, comme le souligne l'auteur, aux

particularités économiques similaires des pays; où, l'activité industrielle est peu développée, ce

qui les rend fortement dépendantes du commerce international et en particulier, des

importations en provenance des pays industrialisés.

𝜋𝑖𝑡𝑤 = 𝐸𝑡−1(𝜋𝑖𝑡

𝑐 ) + 𝛾1𝑖 𝜀𝑖𝑡𝑠 + 𝛾2𝑖𝜀𝑖𝑡

𝑑 +𝛾3𝑖 𝜀𝑖𝑡𝑒 + 𝛾4𝑖 𝜀𝑖𝑡

𝑚

(11)


41

Ainsi, à travers son étude, l'auteur tente de vérifier la robustesse de l'hypothèse avancée

par la littérature économique; selon laquelle le PTTC à LT devrait être"complet", hypothèse

que l'auteur lui-même adopte et s’attend à ce qu'elle soit vérifiée. Ainsi, pour vérifier le

bienfondé de cette hypothèse, l'auteur estime, en s'inspirant des travaux de (Pesaran, Shin, &

Smith, 2001); le degré du PTTC à LT sur les prix à l'importation pour un panel de pays, à

travers l'utilisation de deux méthodes, à savoir: « Pooled Mean Group Estimator » (PMG)3

et « Mean Group Estimator » (MG)4. L'équation estimée se présente comme suit

𝒊𝒑𝒎𝒊,𝒕 = 𝜶𝒊 + (1+φ). 𝒏𝒆𝒆𝒓𝒊,𝒕 + ϻ𝟎𝒚𝒊,𝒕+ ϻ𝟏

𝒘𝒊,𝒕5(12)

Avec 𝒊𝒑𝒎𝒊,𝒕: Prix d

(1+φ) : Pass-Through taux de change

𝒏𝒆𝒆𝒓 : Taux de change effectif nominal

𝒚𝒊,𝒕: Demande locale sur le marché destinataire

𝒘𝒊,𝒕 : Salaires dans le pays exportateur

Tableau 1 : Résultats des estimations du panel sur la période de 1983-2013

Variable dépendante: Indice des prix à l'importation

Augmented

Mean Group

Common Corrolated

Effects Mean Group

Dynamic

Fixed-Effect

Pooled-OLS

𝒏𝒆𝒆𝒓𝒊,𝒕 0.89* 0.75* 0.89* 0.93*

𝒓𝒈𝒅𝒑𝒊,𝒕 1.75* 1.21* 1.75* 0.37*

𝒇𝒄𝒑𝒊,𝒕 0.49* 0.54* 0.45* 0.55*

Source: Estimations de l'auteur

Ainsi, l'hypothèse de base, stipulant que le PT doit être complet à LT en raison de

l’ajustement progressif et complet des prix dans un horizon long, n'est pas confirmée par les

résultats: il a été constaté, que la volatilité des taux de change est beaucoup plus présente et

importante que les variations des prix, et par suite le premier résultat dégagé par les estimations

3PMG: méthode qui consiste à restreindre les coefficients de long terme à être égaux sur toutes les coupes transversales

(homogénéité des coefficients de LT), et permet aussi l’hétérogénéité des coefficients de CT

4MG : méthode proposant une moyenne des estimations individuelles permettant une hétérogénéité à LT

5Les variables sont exprimées en logarithme pour tenir compte de leur élasticité


42

est que le Pass-Through serait incomplet même à long terme. Ce constat est conforme avec

les modèles théoriques de discrimination par les prix, qui admettent un PT inférieur à 1

(incomplet) même à LT, en raison du comportement de tarification des entreprises

exportatrices, susceptible d'empêcher que les variations du taux de change ne se transmettent

intégralement aux prix à l’importation.

Degré de report du taux de change aux prix à l'importation

D'autres auteurs, à l'instar de (Zorzi, Hahn, & Sánchez, 2007) ont également

examiné par un modèle VAR, le degré du Pass-Through pour 12 pays émergents de l’Asie;

l’Europe Centrale et de l’Est; et de l’Amérique Latine. Ils ont décelé l'existence d' une relation

positive entre le degré du Pass-Through et l’inflation en excluant deux pays de l’échantillon

à savoir la Turquie et l’Argentine. De plus, ces auteurs avancent la même conclusion que le

Pass-Through taux de change au prix à l’importation, et ceux à la consommation est

toujours élevé dans les pays émergents comparés aux pays développés.

A cet égard, d'autres auteurs à l'instar de (Ben Cheikh & Rault, 2015) qui, en

s'inspirant des travaux de (Campa & Goldberg, 2010) , ont tenté dans leurs travaux d'estimer

le degré de report du taux de change sur les prix à l'importation. Pour ce faire, les auteurs ont

utilisé un échantillon de douze pays de la zone Euro sur la période de 1990 à 2010. Les

variables retenues dans l'estimation sont: le prix à l'importation sur le marché intérieur

(Mp)comme variable dépendante, le taux de change effectif nominal (NEER), les coûts

marginaux des producteurs étrangers (FCP)6 et l'écart de production (GAP).Ainsi, l'équation de

l'inflation des prix à l'importation estimée prend la forme suivante:

∆ 𝒎𝒑 = 𝜷𝟎 + 𝜷𝟏 ∆ 𝒏𝒆𝒆𝒓𝒕 + 𝜷𝟐∆𝒇𝒄𝒑𝒕 + 𝜷𝟑𝒈𝒂𝒑𝒕 + 𝜷𝟒∆𝒎𝒑𝒕−𝟏+ 𝒅𝒖𝒎𝒎𝒚 7+𝜺𝒕(13)

Pour l'estimation, les auteurs ont adopté la méthode des moindres carrées généralisés

(MCG) qui a donné les résultats suivants:

6 Sont approximés en utilisant la pratique de Campa et Goldberg (2005) et Bailliu et Fuijii (2004): moyenne pondérée des partenaires commerciaux 7Des variables dummy trimestrielles sont incluses pour rendre compte des effets saisonniers possibles.


43

Tableau 2: Résultats des estimations par la méthode MCG pour l'échantillon de pays de la ZE (1990-2010)

Australie France Allemagne Italie Espagne Belgique Portugal Finlande Grèce

∆ 𝒏𝒆𝒆𝒓𝒕 0.314 0.348 0.323 0.546 0.574 0.411 0.486 0.331 0.584

∆𝒇𝒄𝒑𝒕 0.487 0.391 0.391 0.727 0.693 0.596 0.349 0.505 0.233

𝒈𝒂𝒑𝒕 0.021 0.026 0.002 0.107 0.109 0.216 0.007 0.030 0.005

∆𝒎𝒑𝒕−𝟏 0.332 0.138 0.343 0.232 0.170 0.207 0.283 0.150 0.215

PT LT 0.470 0.404 0.491 0.711 0.691 0.519 0.677 0.389 0.744

Source:Estimations de l'auteur

Dans l'ensemble, les résultats de l'estimation montrent que les coefficients des variables

clés sont statistiquement significatifs avec les signes attendus: la dépréciation du taux de

change et les coûts en devises ont une incidence positive sur les prix à l'importation en monnaie

locale, toutefois, l'écart de production n'est significatif que pour 4 pays sur 12. Les coefficients

duPT à CT quant à eux sont positifs et significatifs dans tous les pays de la zone euro et sont

compris entre 0.31% (Australie) à 0.58% (Grèce). La moyenne de la transmission du taux

de change aux prix à l'importation globaux est égale à 0.43%. En ce qui concerne le PT

LT, en moyenne les élasticités de transmission à LT, sont proches de 0.54% dans les 12 pays

de l'UE. Toutefois, l'auteur constate que les prix à l'importation sont plus sensibles aux

variations du taux de change qu'à CT, mais que la transmission demeure incomplète. Ce pass-

through incomplet est expliqué par l'auteur, conformément à la littérature théorique, par le fait

de l'existence de déterminants microéconomiques tel que les stratégies des entreprises en terme

de fixation des prix.

Ainsi, tel que le démontre (Ghardach, 2016) dans ses travaux, il existe une

hétérogénéité dans le degré du Pass-Through à LT pour les 4 pays du panel retenus dans

l'estimation du Pass-Through aux prix à l'importation. En effet, il apparait des résultats de

l'estimation représentés ci-dessous, que la réaction la plus élevée des prix à l’importation au

choc de change, est enregistrée par le Maroc avec un PT de 0.97%, suivie de l’Egypte avec

0.93%, la Tunisie de 0.63% et enfin la Turquie avec un niveau beaucoup moins élevé de

0.47%.


44

Tableau 3 : Pass-Through de LT pour le panel de pays émergents

Dynamic Fixed Effect Regression: Estimated Error Correction

Pays PT LT t-statisic P

Maroc 0.97* 3.17 0.002

Egypte 0.93* 7.70 0.000

Tunisie 0.63* 2.13 0.045

Turquie 0.47* 3.29 0.001

Comme explication à cette hétérogénéité des coefficients l'auteur affirme que le dergé

du Pass-Through dépendrait essentiellement de trois facteurs, à savoir: la stabilité de la

politique monétaire du pays importateur, la structure et le degré de concurrence sur les marchés

des biens et enfin les différents régimes de change caractérisant ces pays.

Ainsi, les travaux empiriques convergent vers l'idée que le PTTC est incomplet et que

ce dernier est plus important à LT qu'à CT. Justement nous allons dans ce qui suit mettre en

avant les travaux qui ont essayé d'expliquer cette transmission partielle des variations du taux

de change aux prix. Les déterminants macroéconomiques et microéconomiques avancés dans

la littérature économique sont-ils validés par les travaux empiriques ?

3.2.2 Déterminants du Pass-Through taux de change

Bien que la littérature économique avance l'idée que les variations du taux de change ne

se transmettent que partiellement aux prix, ce qui a été bel et bien confirmé par la les travaux

empiriques exposés ci-dessus, néanmoins, le degré de ce Pass-Through diffère selon le niveau

de développement des économies. En effet, il semblerait que pour les pays avancés, le Pass-

Through du taux de change est moins élève que pour les pays émergents:

Pass-Through taux de change et niveau de développement des économies

Ce constat a été vérifié notamment par (Goldfajn & Werlang, 2000) qui, en se basant

sur une modélisation VAR sur un échantillon de pays de différent niveau de développement sur

Source: Estimation de l'auteur


45

la période 1980 à 1998, démontrent l'existence d'écarts importants entre pays de niveau de

développement différent. En effet, les résultats de l'estimation, représentés ci-dessous

montrent que le coefficient du PT est plus faible dans les pays industrialisés que dans les pays

émergents ce qui vient soutenir l'hypothèse avancée ci-dessus.

Tableau 4 : Résultats de l'estimation du Pass-Through par pays de niveau de développement différent

Mois Pays

développés

Pays

émergents

Autres pays en

développement

Pays OCDE Pays non

OCDE

6 0.245 0.394 0.340 0.113 0.471

12 0.605 0.912 0.506 0.188 0.754

Une autre conclusion a été avancée par les auteurs, il s'agit du fait que l'horizon

temporel est également déterminant dans l'explication du degré de transmission des variations

du taux de change aux prix domestiques. En effet, il apparait des résultats ci-dessous, que le

degré du Pass-Through est d’autant plus élevé que l’horizon temporel est éloigné: il atteint son

maximum au bout de 12mois, néanmoins cette dernière demeure incomplète.

Niveau d'inflation et crédibilité de la politique monétaire

En ce qui concerne le degré du Pass-Through taux de change, (Taylor.J, 2000) fut le

premier à expliquer la baisse tendancielle du PT par la stabilisation des taux d'inflation.

L'argument apporté par Taylor est que la sensibilité des prix rend les marchés plus transparents

ce qui faciliterait les comportements d'arbitrage et renforcerait l'incitation à adopter des

stratégies de PTM par les entreprises8 . Cette idée est également affirmée par (Choudhri &

Hakura, 2001) et de nombreux auteurs, à l'instar de (Devereux, M, & Engel, 2003) et (Bailliu

& Fujii, 2004) ; (Bouakez & Rebei, 2008) avancent l'hypothèse selon laquelle une politique

monétaire crédible contribue à la baisse du degré de transmission des variations du taux de

change aux prix.

8Stratégie P-T-M ou pricing to market : différenciation des marchés en appliquant un prix spécifique de façon à

lisser l'impact des variation de change.

Source: Estimation de l'auteur


46

A ce propos, (Kadria & Mouldi, 2012) tentent de vérifier cette hypothèse adoptée par

plusieurs auteurs, à travers l'estimation du degré du Pass-Through taux de change, avant et

après l’adoption du ciblage d'inflation, à travers une modélisation VAR sur un panel de

trente pays émergents dont 14 adoptant un ciblage d'inflation et les 16 autres non cibleurs, sur

la période de 1980-2009. Le modèle économétrique spécifié est le suivant :

𝒀𝒊𝒕: est un vecteur colonne de variables stationnaires.

Γ (L) : opérateur retard sous forme de matrice polynomiale,

𝝁𝒊: vecteur d’effets spécifiques pays,

𝜺𝒊𝒕: vecteur d’erreurs

Les variables endogènes introduites par les auteurs dans le vecteur colonne sont:

l’indice des prix de pétrole à l’échelle internationale (BRENT)9, l’écart de production

(GAP)10, l’offre de monnaie (M)11, le taux de change nominal (NEER), l’indice des prix à

l’importation (IMP), l’indice des prix à la production (IPP) et l’indice des prix à la

consommation (IPC).

Les résultats de l'estimation montrent que l'adoption du ciblage d'inflation permet

aux pays cibleurs de réduire la transmission des variations du taux de change aux trois

indices des prix domestiques grâce au gain de crédibilité qui permet de bénéficier d’un

effet de « feed-back » au profit de la conduite de leur politique monétaire. Cette conclusion

corrobore avec l'hypothèse de (Taylor.J, 2000) affirmant qu'en situation d'inflation stable le

degré du PT serait moins important. Ce résultat est également confirmé par (Bursteiny,

Eichenbaum, & Rebelo, 2005) ainsi que (Bacchetta & Wincoop, 2003) affirmant que les

pratiques de CI permettent aux politiques monétaires de gagner en crédibilité et conduirait

ainsi à un climat d’inflation faible, ce qui permet aux pays cibleurs de diminuer d'une

manière significative l’incidence du taux de change, surtout sur l’IMP, suivi de l’IPP et plus

faiblement sur l’IPC.

9 Le changement dans les prix de pétrole est inclus afin d’identifier le choc d’offre 10Sert à capturer la demande

11 Mettre en évidence l’effet de la politique monétaire en réponse à une fluctuation importante du taux de change ou à une dévaluation

𝒀𝒊𝒕 = г (L) 𝒀𝒊𝒕 + 𝝁𝒊 +𝜺𝒊𝒕 (14)


47

Politique de fixation des prix de vente

Certains auteurs avancent l'idée selon laquelle le degré du Pass-Through serait

tributaire de la politique adoptée par les entreprises en matière de fixation des prix de

vente et que cette dernière serait fonction de la crédibilité de la politique monétaire et de

son efficacité à maintenir une inflation à des niveaux bas:

(Devereux & Yetman, 2002) ont constaté que le degré de transmission était

déterminé par la fréquence des changements de prix effectués par les sociétés importatrices qui

dépend elle même du cadre de politique monétaire. Conformément à (Krugman, 1991), les

auteurs avancent comme conclusion de leurs travaux que le "pass-through taux de change est

principalement fonction de la présence de chocs de taux de change et de prix, qui tendent à être

réduit dans un environnement où l'inflation est faible et la politique monétaire crédible". Ainsi,

ils démontrent à travers leurs estimations que les entreprises des pays dont la politique

monétaire est plus crédible ont tendance à modifier leurs prix moins souvent, ce qui se

traduit par un degré de transmission plus faible à court terme, mais pas à long terme.

A cet égard, (Pesenti & Corsetti, 2015) se penchent sur l'étude de l'effet des

variations du taux de change sur les comportements des prix, en premier lieu, dans un modèle

avec impulsion de chocs monétaires exogènes, et en second lieu, les effets ont été étudiés dans

le cadre de politique monétaire optimale. Les résultats de leurs estimations montrent que pour

les entreprises, la propension à adopter des comportements de discrimination par les prix

(PTM) est négativement corrélée à la volatilité du taux de change. Ils expliquent cela par le

coût relatif que l'absorption des mouvements du taux de change dans leurs marges pourrait

avoir lorsque la politique monétaire n'est pas crédible et que l'incertitude de change est grande.

Ainsi, en résumé, le consensus général12 dégagé des travaux empiriques portant sur

l'étude de la relation entre le taux de change et l'inflation fait valoir qu'il existe bel et bien une

relation positive entre le taux de change et l'inflation. En effet, toute dépréciation ou

appréciation du taux de change se transmet à la chaine des prix suivent un ordre précis, dans un

premier lieu ces variations de change affecteront les prix à l'importation (1), ensuite ces

derniers se transmettront aux prix à la consommation(3) par le canal intermédiaire des prix de

vente industriels (2) pratiqués par les entreprises importatrices. Ces dernières répercuteront la

12 Voir annexe tableau récapitulatif des travaux et des résultats dégagés


48

hausse de leur facture d'importation et de leur coût de production, induite par une dépréciation

du taux de change, sur les prix. Néanmoins, il a été avancé que leur stratégie de fixation des

prix et leur degré de discrimination quant serait fonction du cadre de conduite de la politique

monétaire. Plus la politique monétaire est crédible et l'inflation est stable et moins les

entreprises auront tendance à répercuter la variation du taux de change dans leurs prix de vente.

Ainsi, tel qu'il a été vérifié dans de nombreux travaux, le degré de transmission des variations

du taux de change aux prix serait tributaire de deux principaux facteurs, à savoir; la crédibilité

de la politique monétaire, ainsi que l'efficacité de la politique monétaire dans sa lutte contre

l'inflation. En effet, ces deux facteurs combinés permettent de réduire le degré du Pass-

Through. De même, il a été le admis que le degré du Pass-Through diffère selon le niveau de

développement économique des pays: ainsi, pour les pays industrialisés il s'agit le plus souvent

d'une transmission incomplète du Pass-Through aux prix, en revanche pour les pays émergents

le degré de transmission des variations du taux de change aux prix domestiques s'avèrerait être

plus élevé. De plus, certains travaux avancent l'idée que le degré de transmission des variations

du taux de change aux prix dépendrait de l'horizon temporel, ainsi, plus ce dernier est long et

plus le degré du Pass-Through serait important.

Conclusion du chapitre

Au vu des conséquences importantes que pourraient avoir les mouvements du taux de

change sur l’économie nationale, les Banques Centrales doivent, par conséquent, prendre des

mesures adéquates afin de limiter l'effet des variations du taux de change sur les prix, afin

d'assurer son objectif de stabilité des prix. En revanche, les mesures prises par la Banque n’ont

l’effet recherché sur la demande globale et l’inflation que si elles se répercutent de la manière

escomptée sur les taux d’intérêt et le taux de change. Toutefois, comme nous l'avons mentionné

dans la section précédente traitant des déterminants du taux de change, les mesures de politique

monétaire ne sont pas le seul facteur à influer sur le taux de change. En effet, le taux de change

est une combinaisons de plusieurs facteurs tant macroéconomiques que microéconomiques, qui

affectent ainsi sur le degré et l'ampleur avec laquelle les variations du taux de change causées

par des modifications de la demande étrangère de biens et de services et d'actifs nationaux ou

de chocs exogènes (prix du pétrole), peuvent se transmettre aux prix domestiques, et ainsi,

affecter la dynamique d'inflation. aussi causer des fluctuations du taux de change. De plus, les

variations des taux de change flottants traduisent les ajustements du marché à des modifications

fondamentales d’un élément de l’économie mondiale, d'ou la difficulté d'immuniser les prix


49

intérieurs suite à choc exogène affectant le taux de change. Ainsi, un large courant de la

littérature souligne l’importance d’évaluer le degré de Pass-Through, et d’établir s’il a diminué

ou non, car cet élément entre en ligne dans la formulation de la conduite de la politique

monétaire ( (Mishkin & Schmidt-Hebbel, 2007); (Edwards, 2006); (Gagnon & Ihrig, 2004).

En effet, un degré de Pass-Through faible signifierait que les variations du taux de change ont

moins d’effets sur les prix à la consommation et, par conséquent, sur l’inflation à court terme.

Cela pourrait modifier les prévisions des banques centrales concernant le comportement futur

de l’inflation, prévisions qui sont déterminantes dans la conduite de la politique monétaire. De

plus, une transmission faible des variations du taux de change pourrait avoir des conséquences

sur la propagation des chocs monétaires entre les pays ainsi que sur le choix que font les pays

en matière de régime de change et de cadre de politique monétaire. Cela nous conduit donc à

étudier dans ce deuxième chapitre le degré de transmission du Pass-Through taux de change

aux prix domestiques en Tunisie, fortement dépendante des échanges extérieurs et dont les

importations figurent en grande part dans le panier de consommation des ménages et ainsi dans

le PIB Cette étude a pour objet de mettre en évidence le rôle que joue le taux de change dans

l'économie tunisienne et en particulier, son effet sur la dynamise d'inflation observée en Tunisie

sur la période de notre étude qui s'étale de 2000M01 à 2018M12. Cette analyse nous permettra

de tirer des conclusions sur l'efficacité du cadre de conduite de la politique monétaire et de

change sur notre période d'observation, mais également de cerner le rôle perturbateur que joue

l'instrument du taux de change sur la conduite et l'efficacité de la politique monétaire, dans ce

nouveau contexte de flexibilité du taux de change.


50

Chapitre II: Transmission des variations du taux de

change à l'inflation et efficacité de la politique monétaire

en Tunisie: Application d'un modèle VAR

Introduction

Depuis le milieu du XXème siècle, la lutte contre l'inflation est devenue le principal

objectif de la plupart des banques centrales. Toutefois, la chute du régime de Bretton-Woods13

en 1973, donnant lieu à la fin des régimes de fixité du taux de change au profit d'une plus

grande flexibilité, a mis en avant la problématique de la transmission des variations du taux de

change à l'inflation. Dans ce nouveau contexte, l'instrument taux de change a fait l'objet d'un

débat très rependu dans la littérature économique, étant donné son rôle en tant que canal de

transmission important de la politique monétaire. En effet tel que nous l'avons démontré au

niveau du chapitre précédent, les variations du taux de change induites par un choc externe se

transmettent à l'économie et affectent la chaine de prix domestique et par conséquent,

l'inflation. Toutefois, l'ampleur avec laquelle ces fluctuations du taux de change affectent les

prix dépend de nombreux déterminants d'ordre macroéconomiques et microéconomies, tels que

le degré d'ouverture de l'économie, le régime de change adopté, la rigidité des prix, la structure

et la composition du panier de consommation des ménages, l'élasticité de la demande

intérieure, l'environnement inflationniste et la crédibilité de la politique monétaire, etc...

Ainsi, l'importance de l'instrument du taux de change sur la dynamique des prix domestiques

et sur la transmission de la politique monétaire à l'économie réelle a rendu nécessaire la

compréhension de ce canal de transmission pour les autorités monétaires. Toutefois, l'ampleur

de transmission du taux de change soit tributaire de multiples facteurs, fait du taux de change

un instrument difficile à manier et à contrôler par les Banques Centrales. En outre, vu l'effet

significatif du taux de change sur les variables macroéconomiques clés et sur le niveau des prix,

les banques centrales se trouvent dans l'obligation d'agir, au moins, de façon à limiter l'effet

inflationniste du Pass-Through sur les prix domestiques. Cette nécessité pose ainsi de

nombreux défis aux banques centrales et rend la conduite de la politique monétaire d'autant

13Accords économiques mis en place après 1944 ayant pour objectif de objectif de mettre en place une

organisation monétaire mondiale et de favoriser la reconstruction et le développement économique des pays

touchés par la guerre.


51

plus complexe. Ainsi, au vu de ses implications importantes sur la politique monétaire, nous

nous proposons dans ce second chapitre de fournir une estimation économétrique du degré de

transmission du Pass-Through taux de change aux prix domestiques en Tunisie, en ayant

recours à un modèle VAR sur des données mensuelles couvrant la période de 2000M01 à

2018M12. Ce travail est organisé comme suit:

- Au niveau de la première section, il s'agira de présenter en avant un bref aperçu des

politiques économies adoptées et des évolutions du taux de change et de l'inflation qui en

découlent sur la période de 2000 à 2018;

- Dans une seconde section, nous mettrons en avant une analyse bi-variée des relations

d'interdépendances entre le taux de change et les prix domestiques (IPC, IPVI);

- Enfin, nous terminerons dans une troisième section par une analyse multi-variée de la

dynamique du Pass-Through en Tunisie, dans laquelle nous prendrons en considération les

changements de régimes occasionnées avant et après la fameuse révolution de 2011.

Ainsi, avant d'entamer la modélisation du Pass-Through taux de change en Tunisie, il

convient, au préalable, d'établir une analyse descriptive de la dynamique d'inflation et de la

politique de change en Tunisie. Cette analyse nous permettra de mettre en évidence la relation

entre le taux de change et l'inflation et ainsi, mettre en avant les spécificités du Pass-Through

du taux de change en Tunisie.

Section 1: Cadre du Pass-through taux de change en Tunisie

Le canal du taux de change a suscité un intérêt particulier dans la littérature économique

étant donné son impact sur les prix domestiques et par conséquent sur la dynamique d'inflation.

De plus, le canal du taux de change jouerait un rôle important dans la transmission des

impulsions de la politique monétaire à l'économie réelle. Ainsi, l’efficacité de la politique

monétaire serait tributaire, en grande partie, du degré de ce Pass-Through. En conséquence,

pour mettre en évidence l'importance de ce phénomène du Pass-Through en Tunisie, il serait

nécessaire d'exposer au préalable l'évolution des politiques monétaire et de change, avant et

après la révolution (2000-2018).


52

1.1 Politique monétaire et dynamique d'inflation Tunisie

1.1.1 Conduite de la politique monétaire

Depuis les années quatre-vingt-dix, la BCT a adopté une politique monétaire

discrétionnaire. Cette orientation s'explique par l'ambigüité entourant sa mission, qui,

conformément à la loi de 1958portant création et organisation de la BCT, lui assigne plusieurs

objectifs à la fois, à savoir; lesoutien de l'activité économique, la maîtrise de l'évolution des

prix, la préservation de la stabilité du système financier, et la viabilité de la position extérieure.

Ces multiples objectifs assignés à la Banque Centrale, ont rendu d'autant plus complexe la

réalisation de sa mission, du fait qu'ils sont souvent contradictoires et difficiles à réaliser

simultanément. Ce n'est qu'en 2006 que cette ambigüité entourant la mission de la BCT a été

levée, à travers la mise en avant de l'objectif de stabilité des prix, comme principal objectif de

la politique monétaire.

La crise des Supbrimes de 2007-2008 et l'émergence d'instabilités financières un peu

partout dans le monde, ont mis en avant la nécessité d'attribuer à l'objectif de stabilité

financière une plus grande importance dans la conduite de la politique monétaire des Banques

Centrales. Ainsi, dans ce nouveau contexte d'instabilités croissantes et persistantes à l'échelle

international, une nouvelle loi a émergé en 2016, il s'agit de la loi 2016-35 du 25 avril

2016portant nouveaux statuts à la BCT, qui vient en plus de l'objectif principal de stabilité des

prix, élargir sa mission à « la contribution à la réalisation de la stabilité du secteur financier,

en collaboration avec la politique économique de l'Etat afin d'assurer une croissance

économique durable et saine et un niveau d'emploi satisfaisant».

Ainsi, jusqu'à l'année 2010, où l'inflation était assez maîtrisée aux alentours de 3 à 4%,

la mission de la Banque Centrale consistait à un ciblage de la masse monétaire (agrégat

M3)pour maintenir l'inflation à des niveaux bas et stables. En revanche, avec la montée et la

persistance de l'inflation suite à la révolution de 2011; le cadre de conduite de la politique

monétaire a changé: les autorités monétaires sont passées d'un contrôle de la masse

monétaire à une politique monétaire proactive ayant pour objectif d’anticiper l’inflation afin

d'agir efficacement et résorber les pressions inflationnistes naissantes. Dés lors, le principal

instrument de conduite de la politique monétaire fut le taux directeur par lequel, la BCT

influence indirectement le taux interbancaire au jour le jour (TMM), considéré comme cible

opérationnelle de la politique monétaire, qui agit à son tour la structure des taux à terme et par


53

conséquence les conditions de financement des acteurs économiques .Dans ce nouveau

contexte, le taux directeur devient un instrument très actif de conduite de la politique

monétaire, tel que le démontre le graphique ci-dessous.

Il apparait que la politique monétaire s'est avérée assez efficace, jusqu' à 2011: en effet,

on constate que l'inflation a été contenue dans des limites acceptables (environ 3%)et ce, en

dépit des épisodes successifs de chocs exogènes tel que l'envolée des prix des matières

premières ou encore la crise financière internationale des Subprimes.

Figure 10 : Conduite de la politique monétaire de 2011-2018

Source: BCT

En revanche, l'éclatement de la révolution du 14 janvier 2011, a donné naissance à une

spirale inflationniste persistante, conduisant la BCT à adopter une politique monétaire proactive

donnant lieu à des hausses répétitives du taux directeur dans le but de maîtriser l’inflation, tel

que le démontre le graphique ci-dessus. Ces interventions se sont avérées assez efficaces

jusqu'a fin 2012, permettant de réduire l'inflation, passant de 4.4% en 2010 à 3.3% en moyenne

en 2011. Toutefois, l'année 2013 a été soldée par une reprise de l'inflation pour atteindre les

5,8%, ce qui a conduit la BCT a augmenté à 4 reprises successives son taux directeur entre

2012 et 2014permettant, ainsi, de ramener l’inflation à 3,7% en moyenne en 2016. En outre,

depuis la fin de 2016, l’inflation ne cesse de s'aggraver, ce qui a donné lieu à une nouvelle

augmentation du taux directeur de 75 points de base (entre Avril (+50 pts) et Mai (+25 pts)

2017), le portant à 5,75%. Ceci n'ayant pas suffi pour maîtriser l'inflation, la BCT a décidé des

augmentations plus sévères du taux directeur (100 points de base le 13 juin 2018, le ramenant à

6.75%, et le 19 février 2019, passant de 6.75% à 7.75%). Ces mesures prises au niveau de la

politique monétaire à partir de 2016 ont contribué à une décélération relative du rythme de


54

l'inflation, au cours du mois de janvier 2019, revenant à 7.1% après avoir attend 7.3% en

moyenne pour l'année 2018.

En outre, malgré les augmentations successives et assez sévères du taux directeur,

allant jusqu'à 100 points de base (à deux reprises), l'inflation persiste et demeure assez élevée

(aux alentours de 7%). Ce constat nous amène donc à étudier l'efficacité de l'instrument du

taux directeur dans la maîtrise de l'inflation.

Efficacité du taux directeur dans la lutte contre l'inflation

Dans le but d'examiner l'efficacité du taux directeur, principal instrument de conduite de

la politique monétaire à lutter contre l'inflation, nous avons étudié la causalité14 entre ces deux

variables d'intérêt, à savoir:l'inflation appréhendée par l'IPC hors produits administrés et frais et

le taux directeur, appréhendé par le TMM15:

On constate, à travers les résultats du test de causalité de Granger,que sur un horizon

limité à 2 mois, il n'existe pas de relation d'interdépendance entre le taux directeurs et

l'inflation(p-value>5%).

Tableau 5 : Causalité Inflation-TMM : Horizon de 2 mois

En introduisant un décalage de 12 mois, on constate le TMM ne cause toujours pas

l'inflation, en revanche, on observe que la dynamique d'inflation intervient dans

l'explication des variations du taux directeur (p-value <5%). Cette absence de causalité du

TMM sur l'inflation peut être expliquée par le fait que, conformément à la littérature au sujet

14Test de causalité de Granger (1969) permettant de déterminer l'interdépendance entre les variables. Ainsi,

une p-value< 5% nous amène à rejeter l'hypothèse nulle d'absence de causalité et vice-versa.

15 Cible opérationnelle de la politique monétaire, influencée par les variations du taux directeur adoptées par la

BCT pour conduire sa PM et atteindre efficacement son objectif de stabilité des prix.

Source: Auteur


55

des canaux de transmission, les impulsions de la politique monétaires prendraient du temps à se

transmettent à l'économie réelle (horizon d'environ 1 à 2 années).

Tableau 6: Causalité Inflation-TMM : Horizon de 12 mois

En effet, on constate, que sur un horizon de 24 mois, les variations du taux

directeur se répercutent significativement sur l'inflation (p-value = 5%), toutefois,

l'inflation demeure toujours une variable très significative dans l'explication des

variations du taux directeur. Ces résultats nous donc à remettre en doute le caractère

exogène16de l'instrument du taux directeur: en effet, il semblerait que la dynamique

d'inflation influence l'orientation de la politique de taux adoptée par la BCT.

Tableau 7 : Causalité Inflation-TMM : Horizon de 24 mois

Eu égard de ce qui précède, on constate que l'inflation est un phénomène assez

persistant et sur lequel l'instrument principal de conduite de la politique monétaire, à savoir, le

taux directeur, a une influence assez peu significative. Ainsi, il s'agira dans ce qui suit

d'exposer quelques faits stylisés de l'évolution des prix domestiques sur la période pré et post-

révolution afin de mettre en évidence les principaux déterminants de l'inflation en Tunisie sur

la période de 2000 à nos jours.

16 le taux directeur n'est influencé que par les décisions de la BCT, qui relèvent de la conduite de sa politique

monétaire, et non par d'autres facteurs (ex: l'inflation )

Source: Auteur

Source: Auteur


56

1.1.2 Evolution de l'inflation en Tunisie

La Tunisie a toujours été caractérisée par une inflation modérée par rapport aux pays

similaires: en effet, après avoir connu une augmentation à 5% entre 2008 et 2009 suite à la

montée des cours internationaux du pétrole, des périodes d'excédents de liquidité et de

détérioration des termes de l'échange; l'inflation a été rapidement contenue aux alentours de

2.5% en 2010 suite au resserrement de la politique monétaire, et a été maintenue à un niveau

assez bas et stable de 3 et 4% jusqu'à la fin de l'année 201117.

En outre, suite à la révolution, l'inflation a franchi le seuil des 5% depuis le début de

2012 pour s'établir en moyenne à 5.1% sur l'année. Cette montée de l'inflation est due, entre-

autres, aux interventions massives de la BCT sur le marché monétaire pour fournir des

liquidités aux banques, et éviter le "creditcrunch"18. Ainsi, suite à cette envolée de l'inflation,

la banque centrale a, dès le mois d'Août 2012 et jusqu'en juin 2014, resserré graduellement sa

politique monétaire, faisant passer le taux directeur de 3.5% 2012 a 4.75% 2014 dans le but

d'ancrer les anticipations inflationnistes des agents économiques à la baisse et ainsi réduire

l'inflation. Néanmoins, cette action n'a pas été couronnée de succès, tel que le démontre le

graphique ci-dessus, l’inflation, et l’inflation sous-jacente, ont toutes les deux poursuivi leur

trend haussier passant, au mois d’Août 2017, à 5,7% (en GA) contre 5,6% le mois précédent,

pour atteindre en août 2018, des niveaux exceptionnels de 8,6% et de 7,5% respectivement,

après 8,1% et 7,3% en juillet 2018.

Figure 11 : Evolution (en GA) de l'IPC global et l'IPC sous-jacent (hors adm et frais)

Source: Auteur (données BCT)

17Voir « inflation en Tunisie entre perception et réalité dans un contexte de transition »-BAD avril 2012 18Eviter le resserrement de crédit par les banques, étant en situation de déficit de liquidité


57

Cette accélération de l'inflation traduit partiellement l’évolution plus soutenue des prix

de vente industrielle (IPVI), qui, tel que le démontre le graphique ci-dessous, ont enregistré

en 2018 une progression de 7,9% contre 4,6% une année auparavant, tirée par l’accélération

de l’IPVI des industries manufacturières (+8,9% contre +4,2%), des industries mécaniques

et électriques (+9,1% contre +6,9%), des industries chimiques (+15% contre -0,9%), des

industries agroalimentaires (+7,1% contre +6,7%), et de l’IPVI hors mines et industries

chimiques(+6,9% contre +5,7% en 2017), qui constitue la composante qui affecte le plus

les prix à la consommation. L'IPVI a poursuivi sa hausse en février 2019, en enregistrant

une forte progression de 9,6% (GA) contre 8,9% en janvier dernier. Il semblerait que ce trend

haussier représente une source potentielle d’amplification des pressions inflationnistes dans les

périodes à venir.

Figure 12 : Evolution de l'IPVI (en GA)

Source: INS et calculs BCT

De même, les prix à l'importation ont joué un rôle majeur dans l'inflation

observée ces dernières années. Bien qu'ils aient connu une légère détente, en avril 2019, pour

s’établir à 22,7% en G.A contre 23,2% enregistré un mois auparavant, ils demeurent assez

élevés. Cette détente est due au fléchissement du rythme de progression des prix dans les

industries « des textiles, habillements et cuirs » (+15,8% contre +20,9%) et celui des

produits agricoles et des industries agroalimentaires (+21,2% contre +22,0% en mars 2019).

Toutefois, les prix de « l’énergie et lubrifiants » et ceux des industries mécaniques et

électriques, ont connu des hausses respectives, sur un an, de 38,6% et 22,5% contre 37,0% et

20,2% au début de la période.


58

Figure 13 : Evolution des prix à l'importation (en GA)

Source: INS et calculs BCT

De plus, la dynamique d'inflation en Tunisie, est expliquée entre-autres par la

forte dépréciation du dinar face aux devises étrangères: en effet, le taux de change du dinar

a accusé, au terme de l’année 2018 et comparativement à sa valeur enregistrée à la fin de

l’année précédente, une dépréciation de 17% vis-à-vis du dollar américain et de 14% par

rapport à l’euro. La baisse du taux de change de la monnaie nationale s’explique,

essentiellement, par les pressions sur les équilibres extérieurs, notamment le creusement du

déficit courant qui a atteint un niveau record au cours de l’année 2018. En termes de

moyennes annuelles, le dinar s’est déprécié de 12,9% par rapport à l’euro et de 8,6% à l’égard

du dollar américain.De ce fait, le renchérissement des importations se répercute sur tous les

secteurs de l’économie et touche les autant les ménages que les entreprises, ce qui donne lieu à

ce qu’on appelle “l’inflation importée”, qui contribue pour une grande part à l'inflation

observée en Tunisie.

Figure 14 : Evolution comparée des taux de change

Source:Rapports annuelsBCT


59

Eu égard de ce qui précède, nous pouvons conclure que les prix à l'importation

expliquent en grande partie la dynamique d'inflation en Tunisie En effet, l'augmentation de ces

derniers corrélée avec la dépréciation du dinar par rapport aux principales devises d'échanges,

ont contribué significativement dans la montée des prix domestiques, entre-autres de ceux des

producteurs industriels qui sont répercutés totalement ou partiellement sur les prix à la

consommation, donnant lieu ainsi à la montée de l'inflation. Hormis ces facteurs, latendance

haussière de l'inflation vécue en Tunisie est le résultat d'une combinaison de plusieurs autres

déterminants tout aussi importants, que nous pouvons classer en deux principaux facteurs, tel

que schématisé ci-dessous :

Figure 15 : Déterminants de l'inflation en Tunisie

Source: Auteur

En conclusion, il a été démontré que l'inflation n'est pas un phénomène purement

monétaire, mais qu'elle serait tributaire de plusieurs facteurs. Ce constat explique, entre-

autres, l'efficacité limitée du taux directeur dans la maîtrise de l'inflation. Ainsi,

conformément aux apports théoriques exposés au niveau du premier chapitre et à l'analyse de

l'inflation effectuée ci-dessus, le canal du taux de change semblerait jouer un rôle

important dans l'explication de la dynamique d'inflation observée en Tunisie et par

conséquent sur l'efficacité de la politique monétaire. Ainsi, un intérêt particulier devrait être

attribué à cet instrument du taux de change dans la conduite de la politique monétaire de la

BCT dans le but de maîtriser de l'inflation à des niveaux bas et stables. Ainsi, il serait

Facteurs conjoncturels

Gonflement de la masse salariale

Mesures fiscales

Hausse des prix internationaux (MP,

energie ..)

Facteurs structurels

Faiblesse de la productivité

Accroissment du deficit commercial

Persistance du secteur informel


60

nécessaire dans ce qui suit d'intégrer le canal du taux de change dans notre analyse de

l'inflation pour mettre en évidence la nature de la relation entre ces deux grandeurs.

1.2 Politique de change et dynamique d'inflation en Tunisie

La littérature économique, relative au taux de change, affirme que le régime adopté

par les économies, joue un rôle assez significatif sur l'ampleur et le degré avec lequel le Pass-

Through affecterait les prix domestiques et par conséquent à l'inflation. De ce fait, avant

d'entamer l'analyse de la relation Pass-Through taux de change et inflation, il parait nécessaire

au préalable d'exposer un bref aperçu de la politique de change adoptée en Tunisie et de

l'évolution du taux de change qui en découle, sur la période de 2000 à 2018.

1.2.1 Conduite de la politique de change en Tunisie

La Tunisie a connu principalement trois phases dans sa politique de change: une

première phase s'étalant de 1980-2000 ; a été caractérisée par la stabilité du taux de change

réel, une deuxième phase de 2000-2010, s'est traduite par l'adoption d'un régime de

flottements administrés ciblant l'équilibre et enfin une troisième phase de 2011 à nos

jours, caractérisée par une plus grande flexibilité du taux de change:

Ainsi, sur la période de 1990 à 2000, la Tunisie a adopté une politique de ciblage du

taux de change effectif réel (REER), qui s'insère dans le cadre du plan de stabilisation de

1986, ayant pour but de réagir à la forte volatilité du taux de change et de promouvoir la

croissance de la compétitivité des exportations nationales. L'adoption d'une telle politique a

conduit les autorités monétaires à ajuster périodiquement le taux de change, donnant lieu à une

dynamique continue de dépréciation du taux de change effectif nominal(NEER), en moyenne

de 0.6% par an. Associée à des politiques monétaires et fiscales prudentes, cette stratégie a été

couronnée de succès puisqu'elle a contribué à réduire le taux d'inflation à 3% associée à un taux

de croissance du PIB de 5% par an, tout en maintenant l'équilibre de la balance des paiements.

Tel que le souligne (Fanizza & al., 2002) "le pays a évité les écueils du ciblage du TCER, c’est

à- dire la persistance d’une inflation élevée et un mésalignement du taux de change".

Toutefois, la forte chute de l'euro face au dollar entre 2000-2001, a donné lieu à une

légère appréciation du dinar, poussant les autorités tunisiennes, à rompre avec la politique

antérieure de stabilisation du taux de change réel, pour opter en faveur d’une politique de


61

dépréciation réelle du dinar, pour le ramener vers sa valeur d'équilibre afin de préserver la

compétitivité des exportations tunisiennes. Cette politique de dépréciation du taux de change

réel (REER) a été rendue possible par une politique monétaire plus accommodante.

De plus, de nombreux facteurs tels que la montée de la concurrence internationale,

l'attaque terroriste contre Djerba (2002) se sont matérialisés par une dépréciation cumulée du

dinar de 27% en termes nominaux et 17.7% en termes réelsentre 2003 et 2009. Ainsi, face

à l'aggravation du déficit courant observée à cette époque, et en vue de faciliter l'ajustement

extérieur et maintenir les avoirs en devises, la BCT a adopté, un cadre de politique de change

plus flexible, qualifié de "flottement dirigé" ciblant l'équilibre.

Au lendemain de la révolution (2011), le FMI a recommandé à la BCT, de limiter ses

interventions 19 sur le marché de change dans le but de préserver son stock de devises, ce qui

appelle donc la BCT à tolérer davantage de dépréciation du dinar pour réajuster ses comptes

extérieurs. Dès lors, le régime de change adopté par la BCT devient un régime de

"flexibilité du taux de change".Ce régime a été caractérisé, pendant la période post

révolution, par des dépréciations continues et rapides du taux de change. En effet, tel que le

démontre le graphique ci-dessous, la fin de l'année 2016 s'est définie par une dépréciation

TCEN du dinar de 8.5% par rapport à décembre 2015, en dépit d'une certaine amélioration

au cours des derniers mois de l'année. De même le TCER s'est déprécié de 6.2%, en 2016,

reflétant une inflation en Tunisie supérieure à celle des principaux partenaires commerciaux20.

En juillet 2017, le NEER du dinar s'est déprécié de 11.5% par rapport à fin 2016.

Figure 16 : Evolution annuelle du TCER et du TCEN par régime de change (2001-2018)

19 Dans le cadre du programme de développement (2016-2020) dit "extendedfacility" la BCT s'est engagée avec

le FMI de limiter ses interventions sur le marché de change à 150 millions de dollars 20 En moyenne le différentiel d'inflation entre la Tunisie et ses partenaires commerciaux est de l'ordre de 2.5%.

Source:Auteur


62

1.2.2 Relation taux de change et inflation

Régimes de change et dynamique d'inflation

Figure 17 : Evolution de l'inflation par régime de change (2001-2018)

Source: Auteur

A travers l'observation de ce graphique on constate que l'abandon du régime de

stabilisation du taux de change (1980-2000) au profit d'une politique de dépréciation réelle du

dinar (2000) en vue d'atteindre la valeur d'équilibre, s'est accompagné par une augmentation de

l'inflation. Celle-ci est la résultante de l'adoption d'une politique monétaire expansionniste par

la BCT dans le but de déprécier le dinar afin de profiter d'une plus grande compétitivité des

exportations nationales. Le changement de régime suite à la révolution, donnant lieu au passage

d’un régime de flottement administré (2000-2010) à un régime de change plus flexible (2011),

dans le but de limiter les interventions de la BCT sur le marché de change et ainsi de préserver

les avoirs en devises du pays, s'est traduit pas une plus grande fluctuation du taux de change

avec une tendance toujours et de plus en plus dépréciative. En outre, on observe que la

dépréciation du taux de change observée affecte de façon moins proportionnelle et moins

significative la dynamique d'inflation. En effet, on constate que sur la période de 2012 à 2014,

la dépréciation observée du taux de change se traduit par un faible ralentissement de l'inflation,

qui se stabilise, en quelque sorte, mais demeure tout de même élevée. De même, le pic du

TCEN de 2015, traduisant l'appréciation du dinar, n'a pas eu d'effet instantané sur l'inflation, ce

n'est qu'après quelque temps que l'inflation connait une légère baisse, toujours moins

proportionnelle aux variations observées du taux de change. La dépréciation vertigineuse du

Régime: Flottements administrés Régime: Flexibilité TC


63

dinar qui a suivi ce pic de 2015, a poussé l'inflation à la hausse mais toujours de façon

beaucoup moins prononcée . Ainsi, nous pouvons conclure suit à cette analyse graphique, que

le taux de change n'a pas d'effet instantané sur l'inflation et qu'il ne se transmet pas en totalité

aux prix domestiques. Ceci peut rejoindre l'hypothèse avancé par la littérature stipulant

l'existence d'une transmission incomplète du Pass-Through taux de change aux prix

domestiques. Cette transmission incomplète des variations du taux de change peut être

expliquée par plusieurs facteurs, dont essentiellement la rigidité des prix présente dans

l'économie tunisienne, avec la présence assez prononcée de l'administration des prix et des

subventions qui ont pris davantage d'ampleur après la révolution (environ 30%).Ainsi, il

semblerait que la dynamique d'inflation soit affectée plus significativement par d'autres

déterminants, dont nous pouvons citer le secteur informel, la rigidité des prix, le régime de

change adopté...etc. Toutefois, ceci ne diminue en rien l'importance du Pass-Through taux de

change sur la dynamique des prix en Tunisie.

A travers cette analyse graphique, nous avons mis en évidence l'impact des

changements de régime de change sur la dynamique d'inflation en Tunisie, sur la période de

2001 à 2018.Ainsi nous avons pu constaté que l'adoption d'un régime de change plus flexible

s'est accompagné par une inflation plus élevée. Il parait donc intéressant, dans ce qui suit, de

tester statistiquement la nature de la relation de causalité entre le taux de change et l'inflation,

afin de mettre en évidence l'importance du Pass-Through du taux de change sur la dynamique

d'inflation en Tunisie.

Interdépendance Taux de change - Inflation

La relation entre le taux de change et l'inflation constitue une relation économique

pertinente. Ainsi, l'observation du graphique ci-dessous mettant en avant l'évolution, en

glissement annuel, du taux de change effectif nominal (TCEN) et de l'IPC (hors produits

administrés et frais) sur la période de 2000 à 2018, met en évidence l'existence d'une relation

négative plus au moins significative, entre ces deux variables d'intérêt. Ainsi, afin de vérifier la

relation entre le taux de change et l'inflation, il parait nécessaire d'étudier statistiquement la


64

relation de causalité21 entre ces variables d'intérêt. Ainsi, il apparaît que sur un horizon de 2

mois, l'inflation n'est pas sensible aux variations du taux de change(p-value > 0.05).

Tableau 8 : Causalité Inflation-taux de change: Horizon 2 mois

Source: Auteur

Toutefois, en adoptant un horizon d'étude plus large de 1 an, on constate qu'il existe une

relation d'interdépendance entre le taux de change et l'inflation (p-value< 5%).Ce résultat

confirme nos constats dégagés de l'analyse du graphique ci-dessus, où nous avions mis en

évidence la présence d'une transmission décalée des variations du taux de change sur

l'inflation. De plus, on constate que cette relation de causalité prévaut à double sens. Ainsi, au

bout d'une année, l'inflation devient sensible aux variations du taux de change, qui à son tour est

influencé par la dynamique d'inflation.

Tableau 9 : Causalité Inflation-taux de change: Horizon 12 mois

Eu égard de ce qui précède, il apparait que le taux de change affecte l'inflation à partir

de la première année. Ainsi, un intérêt particulier devrait être attribué par les autorités

monétaires à ce canal de transmission afin de limiter son effet inflationniste sur les prix

domestiques. A cet égard, nombreux travaux au sujet du Pass-Through taux de change dans les

économies en développement ont émergé ces dernières années. Il convient dès lors de présenter un

21Test de causalité de Granger (1969) permettant de déterminer le sens de causalité entre les variables. Ainsi, une p-value < 5% nous amènes à rejeter l'hypothèse nulle d'absence de causalité entre les variables et au contraire, une p-value > 5% nous conduit à accepter l'hypothèse nulle d'absence de causalité.

Source: Auteur


65

bref aperçu des principales études qui se sont intéressées au Pass-Through taux de change en

Tunisie. Nous nous intéresserons ici au volet empirique de ces études22, qui nous servira de

référence à notre modélisation.

1.3 Pass-Through taux de change en Tunisie: Tour d'horizon des travaux

empiriques

Ce nouveau contexte de flexibilité du taux de change dans lequel évoluent les

économies émergentes ces dernières années, a suscité l'intérêt des économistes sur le

phénomène du Pass-Through du taux de change : plusieurs études ont été menées sur les pays

de la région MENA, en particulier pour la Tunisie et le Maroc, dans le but de cerner l'impact

des variations du taux de change sur les variables macroéconomiques clés, notamment les prix

domestiques et évaluer l'efficacité des politiques monétaires dans ces économies. Le point de

départ de la majorité de ces travaux a été l'estimation de la relation directe entre le taux

de change et l'inflation afin de mettre en évidence cette relation économique pertinente. Suite

à cela, les travaux empiriques se sont intéressés à l'estimation du degré du PTTC du taux de

change, en prenant en considération l'effet des changements de régimes occasionnés dans ces

pays.Enfin, ces analyses débouchent sur l'évaluation de l'efficacité du cadre de conduite

des politiques monétaires dans ce nouveau contexte de flexibilité du taux de change.

A cet égard, (Abida, 2012)étudient les transmissions des variations du taux de

change aux prix dans le cadre de la politique monétaire en Tunisie et au Maroc sur la période

de 1980-2010. Ainsi, pour mettre en avant cette relation, les auteurs ont, dans une première

approche, estimé le degré du Pass-Through du taux de change nominal aux prix des biens

échangeables et non échangeables dans le but d'analyser l'efficacité du taux de change

nominal dans l'absorption des effets inflationnistes des chocs. Pour ce faire, ils ont eu

recours à des données trimestrielles allant de 1990 à 2010, relatives au taux de change nominal

(NEER), à l'indice de prix à la consommation (CPI), et l’indice de prix à la production (IPP)23.

Ainsi, dans la même lignée de l’étude de (Edwards, 2006), l’équation estimée par les auteurs

est la suivante:

22 Voir chapitre I revue de la littérature empirique dans laquelle nous avons traité de ces travaux dans leur volet théorique. 23Faute de données, les auteurs s'inspirent des travaux de Campa et Goldberg (2006) et Bacchetta et Van

Wincoop (2003), et utilisent l' IPC comme proxy au niveau des prix des biens non échangeables et l'IPP comme

proxy du niveau des biens échangeables


66

∆𝑳𝒐𝒈 𝑷𝒕 = ∝𝟏+ ∑ 𝜷𝒋𝑴𝒋=𝟏 ∆𝑳𝒐𝒈𝑷𝒕−𝒋 + ∑ 𝜸𝒌

𝑵𝑲=𝟎 ∆ 𝑳𝒐𝒈𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕−𝒌 + 𝜽 ∆𝑳𝒐𝒈𝑷𝒕

∗ + 𝜺𝒕24(15)

𝑷𝒕: Prix des biens non échangeables et échangeables.

𝑵𝑬𝑬𝑹: taux de change effectif nominal ( au certain)

𝑷𝒕∗: Indice des prix étrangers.

𝜺𝒕: Terme d’erreur.

Le degré de transmission à long terme des variations du taux de change nominal (PT LT) aux

prix (CPI, IPP) est obtenu par la formule suivante :

𝑷𝑻 𝑳𝑻 = − ∑ 𝜸𝒋

𝑵𝒋=𝟎

𝟏− ∑ 𝜷𝒊𝑴𝒊=𝟏

(16)

Les auteurs ont adopté la méthode d’estimation SURE

«SemminglyUnrelatedRegressions Estimation» pour estimer le degré du Pass-Throughen

Tunisie et au Maroc. Pour chaque pays, deux équations ont été estimées: dans la première

équation, la variable endogène est la variation des prix des biens non échangeables (ΔCPI), et

dans la seconde équation, la variable à expliquer est la variation des prix des biens

échangeables (ΔIPP):

Tableau 10 : Résultats des estimations du Pass-Through en Tunisie et au Maroc (1990-2010)

Tunisie Maroc

Equation (1) CPI Equation (2) IPP Equation (1) CPI Equation (2) IPP

PT CT 0.054 PT CT 0.04 PT CT 0.231 PT CT 0.035

PT LT 0.238 PT LT 0.073 PT LT 0.450 PT LT 0.038

Persistance π 0.774 Π 0.454 Π 0.486 Π 0.097

Les auteurs constatent qu'il existe une transmission de CT des variations du taux de

change nominal aux biens non échangeables (IPC) mais que le Pass-Through est non

significative pour les deux pays (0.054 pour la Tunisie et 0.231 pour le Maroc). De même, à

LT, le degré du Pass-Through s'avère être plus significatif pour les deux pays (0.238 pour

la Tunisie et de 0.450 pour le Maroc): en d’autres termes, une dépréciation nominale de 1%

24Toutes les variables sont exprimées en différence première du logarithme.

Source : Estimations des auteurs


67

du dinar se traduit par une augmentation de l’inflation de 0.238% alors qu’une dépréciation de

1% du dirham se traduit par une augmentation de l’inflation de 0.45%. Le constat est le même

pour les biens échangeables (IPP) (Coefficients positifs mais non significatifs). Ces résultats

trouvés concordent ceux de (Choudhri & Hakura, 2001) et (Devereux & Yetman, 2002)

affirmant qu’en Tunisie, la transmission des variations du taux de change à l’IPC est dérisoire

et statistiquement non significative. Ils expliquent cela par la forte rigidité des prix présente

dans ces pays et affirment que "l’administration des prix constitue un obstacle majeur à la

réactivité des prix aux chocs", et que "la politique monétaire perd de sa souplesse et de son

efficacité en présence d’une grande part de prix administrés".

Ainsi, dans le but d'analyser l'efficacité de la politique monétaire , les auteurs ont

estimé une fonction de réaction intégrant les prix en tant que variable explicative du taux de

change nominal. Les données adoptées ici sont annuelles et relatives à la période de 1980 à

2010. L’équation de la fonction de réaction estimée prend la forme suivante :

∆ 𝐥𝐨𝐠(𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕) = 𝜶𝟎 + 𝜶𝟏 ∆ 𝐥𝐨𝐠(𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕−𝟏 ) + 𝜶𝟐𝝅𝒕 + 𝜶𝟑(𝒚𝒕 − 𝒚∗):+ 𝒗𝒕25 (17)

π: Inflation

(𝐲𝐭 − 𝐲∗):output gap et t

ν: terme d’erreur.

Les résultats de l'estimation de la fonction de réaction des politiques monétaires en Tunisie et

au Maroc sont résumés dans le tableau ci-dessous:

Tableau 11: Résultats de l'estimation de la fonction de réaction

Tunisie Maroc

Constante -0.012 -0.013

∆ 𝐥𝐨𝐠(𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕−𝟏) 0.509** 0.585*

𝝅𝒕 -0.0008 -0.002

(𝒚𝒕 − 𝒚∗) 0.32 0.024

𝑹𝟐 0.32 0.38

*: Significativité au seuil de 5% **: Significativité au seuil de 10%

25Fonction de réaction proposée par Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) dans ses travaux

Source : Estimations des auteurs


68

A travers les résultats de l'estimation des fonctions de réaction, les auteurs constatent

que seul le coefficient relatif à la variation retardée du taux de change effectif nominal est

statistiquement significatif au seuil de 5% au Maroc et de 10% en Tunisie. En revanche, ni

l’inflation, ni l’output gap ne semblent constituer des éléments pertinents pour l’explication des

variations du taux de change nominal en Tunisie et au Maroc. Ces résultats confirment la

conclusion mise en évidence précédemment aussi bien pour la Tunisie que pour le Maroc que

le taux change effectif nominal ne joue pas le rôle d’un instrument d’absorption des effets

inflationnistes des chocs sur les variables macroéconomiques, notamment sur les

prix.Partant de ces conclusions, les auteurs affirment qu'il serait plus convenable d’étudier la

conduite de la politique monétaire en prenant en compte l’évolution du taux de change.

D'autres auteurs à l'instar (Dahem & Guermazi, 2016) se sont portées à l'étude du

Pass-Through taux de change en Tunisie à travers une modélisation S-VAR. Cette étude a

pour objectif de détecter les composantes de l'IPC les plus sensibles au Pass-through, mais

également, de vérifier l'idée qui prévaut dans la littérature économique affirmant l'inexistence

de Pass-Through dans les prix administrés. Dans cet exercice quatre variables sont retenues, à

savoir: le taux de change effectif nominal (NEER), l'indice des prix à l'importation (IMP),

l'indice des prix à la production (PPI), et l'indice des prix à la consommation (CPI). Ainsi, en

s'inspirant des travaux de (McCarthy, 1999) les auteurs estiment, à travers l'approche VAR

Structurel, l'équation suivante:

𝒚𝒕 = (𝒅𝒍𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕, 𝒅𝒍𝑰𝑴𝑷𝒕, 𝒅𝒍𝑰𝑷𝑷𝒕, 𝒅𝒍𝑪𝑷𝑰𝒕)'26 (18)

Afin d'analyser la façon dont les variations du taux de change affectent les prix en

Tunisie, les auteurs se sont inspirés des travaux de Sanhedji and al. (2007)27 et ont décomposé

l 'IPC en trois sous-groupes d'indice de prix, tel que résumés dans le tableau ci-dessous:

26Toutes les variables sont en logarithme et sont stationnaires en différence 1ere .

27Sanhedji el al.ont décomposé l'IPC en 43 sous-groupes afin d'analyser de façon désagrégée les prix, mais le Pass-

Through taux de change est calculé pour l'ensemble de l'indice de prix


69

Tableau 12: Décomposition de l'IPC en Tunisie en sous-catégorie:

IPC global

Indices Poids (%)

Produits frais (fresh_food_CPI) 13.94

100

Adm_IPC

Produits alimentaires

administrés 5.926

26.273 Energie 6.594

Autres produits administrés 13.753

Core_IPC

Produits alimentaires de

base (Core-food-CPI) 8.197

59.787 Autres produits de base

(Othercore CPI) 51.590

Les résultats de l'estimation, résumés dans le tableau ci-dessous, mettent en évidence

l'existence d'une transmission des variations du taux de change aux prix domestique: les

variations du taux de change affectent en premier lieu: les prix à l'importation , où il est le

plus important:( supérieur à 60%), en second lieu, ce sont les prix de vente industriels

(entre 20% et 30%) qui sont affectés et qui se transmettent en dernier lieu aux prix à la

consommation(environ 10%).

Tableau 13 : Estimation du degré du Pass-Through aux différentes composantes de l'IPC

Source: Estimations des auteurs

Source : Travaux des auteurs (source de donnée : BCT)

Source : Résultats des estimations des auteurs


70

De plus, les résultats de l'estimation montrent que le PTTC total aurait pris plus

d'ampleur après la révolution passant à 15% après 2011contre 10% avant la révolution.

Toutefois, le degré du PT demeure assez faible: les auteurs expliquent ceci par le fait que le

panier de consommation des ménages contient beaucoup de produits administrés. En

effet, comme le démontre le tableau ci-dessus,27% de l'IPC global correspond aux produits

dont les prix sont administrés: 10% du PT après 2011 est attribuable aux prix administrés: 6%

du degré du PT est attribuable aux prix des biens alimentaires administrés et 7% aux prix de

l'énergie.

En somme, les travaux qui se sont intéressés à l'estimation du degré du Pass-Through

en Tunisie, s'accordent tous sur le fait que la transmission des variations du taux de change aux

prix intérieurs est incomplète et que le degré du Pass-Through taux de change, bien qu'il n'ait

augmenté suite à la révolution, demeure tout de même faible, avoisinant les alentours de 20%.

Cette faible transmission du PT en Tunisie, est expliquée par la rigidité des prix domestiques.

En effet, selon une étude du FMI, environ 30% des produits composants le panier de

consommation des ménages ont des prix administrés, ce qui expliquerait donc la faible

réactivité des prix aux variations du taux de change. Toutefois, malgré le faible degré du Pass-

Through en Tunisie, il ne faudrait pas négliger l'instrument du taux de change qui, joue un rôle

non négligeable dans la transmission des impulsions de la politique monétaire à l'économe

réelle. Ainsi, les autorités monétaires devront accorder plus d'importance à cet

instrumente du taux de change dans la conduite de leur politique monétaire afin

d'atteindre efficacement leur objectif tant recherché de stabilité des prix.

Ainsi, après avoir largement discuté, au niveau du chapitre premier des fondements

théoriques du Pass-Through taux de change et de son importance en tant que canal de

transmission de la politique monétaire via son impact sur les prix domestiques, il est nécessaire

dans ce qui suit de compléter cette démarche par une analyse empirique sur le Pass-Through du

taux de change en Tunisie, afin d'estimer son degré de transmission aux prix domestiques et par

conséquent l'impact qui en découle sur l'efficacité de la politique monétaire. Pour ce faire, nous

allons tout d'abord commencer par une analyse bivariée dans laquelle nous testerons l'éventuelle

existence d'une dynamique de long terme entre le taux de change et l'inflation en Tunisie sur notre

période d'étude.


71

Section 2: Relation Taux de change- Inflation: Analyse bi-variée

Les spécificités de l'économie tunisienne, fortement dépendante des échanges

commerciaux et des importations étrangères, la rendent sujette à des chocs étrangers, transmis à

l'économie réelle à travers ce que la littérature appelle "Pass-Through taux de change". De plus,

l'adoption d'un régime de change plus flexible, au lendemain de la révolution renforce l'ampleur

de transmission des variations du taux de change à l'inflation domestique. Ainsi, dans ce

nouveau contexte, les autorités monétaires se trouvent exposées à des difficultés dans la

conduite de leur politique monétaire et la réalisation de leur objectif ultime de stabilité des prix.

En effet, tel que nous l'avons démontré au niveau du chapitre premier, le Pass-Through taux de

change, constitue un mécanisme important de transmission des impulsions de la politique

monétaire à l'économie réelle, c'est pourquoi, un intérêt particulier devrait être attribué au

Pass-Through taux de change en Tunisie.

Ainsi, avant d'entamer l'estimation du degré de transmission du Pass-Through taux de

change à l'inflation en Tunisie sur la période de 2000M01 à 2018M12, il convient au

préalable, au niveau de cette seconde section, de passer en revue les variables endogènes

retenues dans notre étude ainsi que le modèle retenu afin d'estimer l'interdépendance entre

nos variables d'intérêt.

2.1 Données et description des variables

Afin de mettre en évidence le processus dynamique du Pass-Through du taux de change

et de son effet sur l'inflation en Tunisie, nous avons eu recours à des données mensuelles

couvrant la période de 2000M1 à 2018M12. Les variables retenues dans notre étude sont les

suivantes:

IPC: cet indice permet d'appréhender la dynamique d'inflation en Tunisie. Nous allons

retenir l'indice des prix à la consommation hors produits administrés et hors produits frais

(Core_CPI) pour avoir une mesure d'inflation sous-jacente, qui constitue la principale mesure de

l'inflation adoptée par la Banque Centrale étant donné qu'elle n'a aucun contrôle sur les prix

administrés. Ainsi, l'indice des prix à la consommation hors produits administrés et frais est

déterminé à travers la formule suivante:


72

Core_CPI= 𝐆𝐥𝐨𝐛𝐚𝐥𝐂𝐏𝐈−∝𝟐𝐀𝐝𝐦_ 𝐂𝐏𝐈−∝𝟑𝐅𝐫𝐞𝐬𝐡_𝐟𝐨𝐨𝐝_𝐂𝐏𝐈

(𝟏−∝𝟐−∝𝟑 )(19)

Les poids respectifs sont résumés dans le tableau ci-dessous 28:

Tableau 14: Décomposition de l'indice des prix à la consommation (IPC)

IPC global

Indices Poids (%)

Produits frais 12.684

IPC Administrés

26.483

IPC de base (Core_CPI) 60.833

Taux de change effectif nominal (NEER) 29:Cet indice constitue une moyenne

géométrique des taux de change nominaux du pays par rapport aux monnaies de ses principaux

partenaires commerciaux, pondérées en fonction de leur importance dans les échanges:

NEER= ∏𝑵𝒊=𝟏 (𝑰𝑻𝑵𝒊)30

𝜶𝒊(20)

Indice de prix de vente industriel: Il s'agit d'un indice qui couvre l'ensemble des

produits industriels fabriqués en Tunisie et commercialisés sur le marché local. Ce prix constitue

un élément important dans l'explication du degré de transmission des variations du taux de change

à l'inflation domestique.

28 Les coefficients sont déterminées sur la base de 100 00 produits: dont 26 483 (∝2): produits administrés , 12

684 (∝3): produits alimentaires frais et 60 833 (∝)1 produits non administrés et non frais. Source: BCT (données

récentes du mois de septembre 2019)

29 NEER est exprimé au certain: une baisse de cet indice correspond à une dépréciation de la monnaie nationale

30ITNi: indice de taux de change nominal de la monnaie nationale par rapport à la monnaie "i" etαi : coefficient

de pondération pour chaque monnaie "i". (Cet indice est mesuré avec les parités nominales sans prendre en

compte les différences de pouvoir d'achat entre les devises)

Source: Auteur (données BCT)


73

Proxy de la Politique Monétaire: Dans le but d'apprécier l'efficacité de la politique

monétaire, nous allons prendre en compte le taux moyen du marché monétaire (TMM), outil

opérationnel de la politique monétaire qui est influencé par les variations du taux directeur

décidées par la BCT. Cette variable nous permettra d'évaluer l'efficacité de la réaction de la

politique monétaireaux fluctuations du taux de change dans le but de résorber leurs effets sur

l'inflation.

Tableau 15: Définition des variables et sources31

Variable Définition Utilité Source

NEER

Taux de change

effectif nominal

Mesure du Pass-Through BCT

IPVI

Indice des prix de

vente industriels

(Base 100=2010)

Mesure de l'inflation dans l'appareil

productif BCT

CPI

Indice des prix à la

consommation

(Base100=2015)

* Core_CPI : mesure de l'inflation sous-jacente

(hors produits administrés et frais) BCT

TMM

Taux moyen du

marché monétaire

Proxy de la PM: Réaction de la BCT BCT

2.1.1 Stationnarité des séries

A travers l'observation des graphiques relatives à chaque variable (voir annexe), on

constate que ces dernières sont assez volatiles. Ce qui nous amène, à priori, à avancer la non-

stationnarité de nos variables. Afin de confirmer ce constat, il est nécessaire d'étudier

statistiquement la stationnarité de nos variables à travers le test de Dickey-Fuller Augmenté. Ce

31 Toues les variables à l'exception du TMM seront appréhendées en logarithme afin d'obtenir des élasticités

Source: Auteur


74

dernier permet d’identifier la présence de racine unitaire dans nos séries (hypothèse nulle). Une

série chronologique est dite stationnaire si elle ne comporte ni tendance ni saisonnalité.

Les résultats du test ADF (voir annexe), confirme notre idée de départ: en effet, les séries

relatives aux 4 variables retenues dans notre modélisation à savoir : LNEER,LIPVI, LIPC,

TMM,32 ne sont pas stationnaires en niveau (p-value > 5%). Ce résultat et bel et bien attendu

puisque dans la réalité la majorité des variables économiques et financières sont constituées par

des processus non stationnaires. En outre, on constate que nos six variables sont stationnaires en

différence première (p-value < 5%).

Tableau 16 : Résultats du test de racine unitaire ADF

2.1.2 Relations d'interdépendances entre les variables

Afin d'étudier les relations d'interdépendances entre nos six variables endogènes retenues

dans la modélisation vectorielle à savoir :[LNEER,LIPVI, LIPC, TMM],nous avons eu recours au

test de causalité de Granger. Les principaux résultats du test sont résumés dans le tableau ci-

dessous:

32 Tous les indices de prix sont exprimés en logarithme afin d'obtenir des élasticités.

Variables P-value Décision

En niveau En Différence première

Constante Constante et

tendance Néant Constante

Constante et

tendance Néant

LNEER 0.9999 0.9971 0.6991 0.0000 - - I(1)

LIPC 1.0000 1.0000 0.8696 0.0000 - - I(1)

LIPVI 0.9855 0.5009 1.0000 0.0000 - - I(1)

TMM 0.9831 0.8820 0.9293 0.0000 - - I(1)

Source: Auteur


75

Tableau 17 : Résultats du test de causalité de Granger

Retards p-value Décision

LNEER-LIPVI 12 mois 0.0348 LNEER cause LIPVI

LIPVI-LIPC 12 mois 0.0062 LIPVI cause LIPC

LNEER-LIPC 12 mois 0.0014 LNEER cause LIPC

LIPC-LNEER 12 mois 0.0428 LIPC cause LNEER

TMM-LNEER 12 mois 0.8465 TMM ne cause pas LNEER

LNEER-TMM 12 mois 0.0212 LNEER cause TMM

TMM-LIPC 12 mois 0.2157 TMM ne cause pasLIPC

LIPC-TMM 12 mois 0.0422 LIPC cause TMM

:

Les résultats du test de causalité de Granger mettent en évidence l'existence de relations

d'interdépendances entre nos variables endogènes. En effet, on constate que le taux de change

affecte significativement l'inflation. Ainsi, une dépréciation du taux de change aura pour

effet d'alimenter l'inflation par le biais de deux effets; un premier effet classique issu de

l'augmentation des prix des importations, on parle ici d'inflation importée, et un second effet

relatif au renchérissement des prix de vente industriels, qui donne naissance à de l'inflation

dans l'appareil de productif des entreprises. Ces deux effets combinés alimentent l'inflation

domestique.

Ainsi, l'existence de relations d'interdépendance entre nos variables endogènes milite en

faveur de l'adoption d'un modèle VAR. Ainsi, dans ce qui suit, nous présenterons brièvement le

modèle économétrique retenu pour l'estimation de la relation dynamique entre le taux de change

et l'inflation en Tunisie sur notre période d'étude.

Source: Auteur


76

2.1.3 Adoption d'un modèle VAR

L'existence de relations d'interdépendance entre nos variables endogènes, nous conduit

à adopter un modèle VAR Cette modélisation vectorielle est une modélisation athéorique et

multi-variée, dans laquelle toutes les variables sont interdépendantes, ce qui nous permettra de

construire une relation simultanée et dynamique entre nos variables endogènes retenues dans

notre étude, et ainsi, de mette en évidence le processus dynamique à travers lequel le Pass-

Through taux de change affecte l'inflation domestique. De plus, à travers l'analyse des fonctions

de réponses impulsionnelles, nous pourrons observer l'effet perturbateur du taux de change

sur la dynamique des prix et par conséquent, nous pourrons nous prononcer sur l'efficacité de la

politique monétaire dans le cadre des changements de régime occasionnés avant et après la

révolution de 2011. Ainsi, pour mener notre analyse du Pass-Through taux de change en Tunisie

sur la période de 2000M01 à 2018M12, nous avons eu recours à un vecteur composé de quatre

variables endogènes : 𝒀𝒕= [LNEER, LIPVI, LIPC, TMM ]. Ce modèle économétrique spécifié

se présente comme suit:

𝒀𝒕 = 𝑨𝟏 𝒀𝒕−𝟏 + ⋯ + 𝑨𝒑 𝒀𝒕−𝒑 + 𝒄 + 𝜺𝒕

Yt: vecteur colonne de variables

Ap : Matrice carrée

εt: vecteur des résidus

Toutefois, le fait que nos séries sont intégrées d'ordre (1)33 , nous amène à utiliser une

méthode d'estimation plus adaptée aux séries non stationnaires et intégrées de même ordre : il

s'agit de la modélisation VECM. Ainsi, pour analyser la relation dynamique entre le PTTC et

l'inflation, nous allons procéder en deux étapes: dans un premier lieu, nous testerons l'existence

d'une éventuelle relation de cointegration à LT entre nos grandeurs instables à travers le test

de Johansen. S'il s'avère qu'il existe au moins une relation de cointegration entre nos variables

endogènes, nous testerons dans un second lieu, l'existence d'un mécanisme de correction à CT

qui permettra de résorber les déséquilibres observés par les variables leur permettant ainsi

d'adopter une évolution similaire sur le LT.

33 Voir section (2) résultats du test de stationnarité ADF

(21)


77

L'existence d'une relation de causalité à double sens entre le taux de change et l'inflation

nous amène à conduire, en premier lieu, une analyse bi-variée afin de mettre en évidence

l'éventuelle dynamique de Long Terme entre nos variables d'intérêt sur la période de 2000M01 à

2018M12.

2.2 Taux de change - Inflation: Analyse bi-variée

La relation entre le taux de change et l'inflation a été largement vérifiée par la littérature

théorique: il s'agit d'une relation économique pertinente. En effet, l'estimation de la relation de

causalité entre le taux de change et l'inflation, pour la Tunisie, nous a permis de mettreen évidence

l'existence d'une relation d'interdépendance entre nos variables d'intérêt. De plus, à travers

l'observation du graphique ci-dessous, il semble que cette relation de causalité entre nos deux

variables d'intérêt soit négative:

Figure 18 : Relation taux de change-Inflation (200M01-2018M12)

En effet, on constate que la dépréciation du taux de change alimente l'inflation. Cette

relation négative observée, peut être expliquée par le fait qu'une dépréciation du Dinar se traduira

par une amélioration de la compétitivité des exportations nationales et donc une amélioration du

solde commercial du fait que les importations deviennent plus chères. Ce renchérissement des

produits importés (inputs, matières premières) se traduira également, par une augmentation des

coûts de production des entreprises qui, pour maintenir leurs marges, répercuteront

l'augmentation de leurs factures d'importation et de leurs couts de production dans leurs prix de

Dépréciation

Inflation

Source: Auteur


78

vente. Ces effets combinés alimentent par conséquent l'inflation, ce qui explique donc l'existence

d'une relation d'interdépendance négative entre le taux de change et l'inflation.

Ainsi, afin de confirmer ces observations, il convient de mener une analyse statistique dans

le but d'estimer la dynamique de LT entre le taux de change (LNEER) et l'inflation (LIPC). Pour

ce faire il s'agira de tester l'existence d'une éventuelle relation de cointegration à LT entre ces

deux variables instable, et, dans l'affirmatif, il conviendra de mettre en évidence l'existence d'un

mécanisme de correction à CT rappelant les variables à l'équilibre.

Dynamique de LT Taux de change -Inflation : 2000M1 à 2018M12

Dans le but de vérifier les constats avancés ci-dessus, mettant en évidence l'existence d'une relation

d'interdépendance négative entre le taux de change et l'inflation, nous avons, dans ce qui suit,

estimé le modèle suivant, afin de cerner la dynamique de LT entre nos variables d'intérêt:

Modèle à régresser:

𝒍𝑪𝑷𝑰𝒕 = 𝒄 + ∑ 𝜷𝟏𝑴𝒋=𝟏 𝒍𝑪𝑷𝑰𝒕−𝒋 + ∑ 𝜷𝟐

𝑵𝑲=𝟎 𝒍𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕−𝒌 + 𝜺𝒕()

Toutefois, avant de tester l'existence d'une éventuelle relation de LT entre le taux de

change et l'inflation, il est nécessaire dans un premier temps, de déterminer le retard optimal à

adopter dans nos estimations.

Choix du retard optimal

Il apparait à travers ce test de retard optimal que le lag qui minimise l'ensemble des critères

d'information est p= 5; nous allons donc adopter ce retard pour le reste de nos estimations.

Tableau 18 : Retard optimal

Source: Auteur (estimation Eviews)

22


79

Analyse de la cointegration

Les deux tests Trace et Eigenvalue mettent en évidence l'existence d'une relation de

cointegration entre le taux de change et l'inflation (Voir annexe).Cette relation de

cointegration normalisée se présente comme suit:

1.0000 LIPC - 3.407 LNEER + 13.20 = �̂�𝒕

Ainsi: LIPC = 3.407 LNEER - 13.20 + �̂�𝒕

Toutefois, il apparaît de l'estimation de la relation de cointegration que les variations du

taux de change affectent positivement (3.407) et significativement l'inflation (|t-Student | > 2).

Ce signe relatif au coefficient du taux de change est contraire aux intuitions économiques et aux

constats dégagés de l'analyse graphique ci-dessus. Ce résultat inattendu peut être expliqué par

la non-stabilité des séries sur la période d'échantillonnage, tel que le démontrent les graphiques

du résidu ci dessous:

Figure 19 : Résidus des variables d'intérêt

En effet, l'analyse du résidu global de l'estimation de la dynamique de LT entre le

taux de change et l'inflation met en évidence une forte volatilité de ce dernier sur la période

d'observation: 2000m01-2018M12. Cette instabilité observée est due au choix de l'échantillon,

caractérisé, tel que nous l'avons exposé au niveau de la section (1), par des différences de régime et

de stratégies au niveau des politiques monétaire et de change adoptées sur notre période étude.

[8.071]

[-2.097]

(23)



80

Figure 20 : Résidu de la relation de cointegration

Ainsi, comme le démontre le test de stabilité suivant, l'année 2011, marquée par

l'adoption d'une politique monétaire proactiveet l’abandon du régime de flottements

administrés au profit d'une plus grande flexibilité du taux de change, constitue bel et bien un

point de rupture (p-value:0.0000 rejet de H0),ce qui vient confirmer notre idée de départ.

Tableau 19 : Test de stabilité : à la recherche d'un point de rupture

Eu égard de ce qui précède, il semblerait nécessaire de tenir compte, dans notre étude

du Pass-Through taux de change en Tunisie, des changements de régimes de change

occasionnées sur notre période d'observation, afin de remédier à l'instabilité observée de nos

séries. Etant donné que le régime de change est une variable qualitative, pour en tenir

compte, nous avons décidé de séparer l'échantillon en deux sous-périodes retraçant les

changements de régimes de change observés entre 2000-2010 et 2011-2018. Cette analyse

comparative nous permettra de mettre en évidence, en premier lieu, l'implication de ce

changement de régime sur la relation entre le taux de change et l'inflation, et en second lieu,

de mettre en avant le rôle perturbateur que joue l'instrument du taux de change sur la




81

conduite de la politique monétaire de la BCT entre ces deux périodes à régime de change

différent.

Section 3: Relation Taux de change-Inflation:

Analyse multi-variée

Les changements de régime occasionnés au lendemain de la révolution, semblent avoir

jouer un rôle assez significatif sur la dynamique d'inflation observée en Tunisie : en effet, tel

que nous l'avons exposé au niveau de la section I du présent chapitre, ces dernières années,

l'inflation devient assez élevée et persistante. La dépréciation vertigineuse du dinar observée,

essentiellement, suite à l'adoption d'un régime de change plus flexible à partir de 2011, a joué

pour beaucoup dans l'explication des pressions inflationnistes émergentes au lendemain de la

révolution: en effet, la dépréciation du dinar affecte l'inflation, par le biais de deux effets

combinés: l'inflation importée, et l'inflation créée dans l'appareil productif des industriels. En

effet, tel que nous l'avons exposé au niveau de la section (1) du présent chapitre, l'évolution

plus soutenue des prix de vente industriels (IPVI) à partir de 2016, a joué un rôle déterminant

dans la montée de l'inflation observée ces dernières années. Ainsi, dans ce qui suit, il s'agira

d'intégrer dans notre analyse du Pass-Through taux de change à l'inflation, deux aspects

essentiels; à savoir les changements de régimes de change observés de 2000à 2018 à travers

la séparation de l'échantillon en deux sous- périodes:2000M01-2010M12 et 2011M01-

2018M12, afin de remédier à l'instabilité observée sur notre période d'échantillon, telle que

nous l'avons mis en évidence à travers l'analyse du résidu de l'estimation précédente. Mais

également, il parait nécessaire d'analyser l'impact de l'évolution des prix de vente

industriels sur la relation taux de change-Inflation sur les deux régimes de changes

observés.

3.1 Impact de l'IPVI sur la relation Taux de change -Inflation: Analyse

comparative

Tel que nous l'avons démontré au niveau de la section précédente34, il existerait une

relation d'interdépendance entre les prix de vente industriels et l'inflation. De plus nous

avons constaté que ces derniers étaient également affectés par lesvariations du taux de change.

34 Voit résultats test de causalité de Granger section (2)


82

Ainsi il existerait une interdépendance entre l'évolution de ces trois grandeurs, à savoir le

taux de change, les prix de vente industriels et l'inflation, tel que le démontre le graphique ci-

dessous:

Figure 21 : Evolution taux de change - prix domestiques (2000-2018)

En effet, on constate à travers l'observation du graphique ci-dessus, qu'il existe

également une relation négative entre le taux de change et les prix de vente industriels. On

constate par la même, que les évolutions de l'IPVI et de l'IPC sont similaires. Ainsi,

l'observation de ce graphique nous amène à conclure qu'une dépréciation du dinar se traduira

par une augmentation des prix de vente industriels et que ces derniers, étant corrélés

positivement avec l'IPC, se répercuteront à leur tour à la hausse sur les prix à la consommation,

alimentant in fine l'inflation. L'existence d'une relation négative entre d'une part le taux de

change et l'IPVI s'explique par le fait que la dépréciation du dinar se matérialisera par un

renchérissement des factures d'importation des entreprises et par conséquent de leurs coûts de

production. Ainsi, dans l'objectif de maintenir leurs marges, les entreprises répercuteront cette

hausse sur leurs prix de vente. Ainsi, il apparait de ces observations, qu' en cherchant à

déprécier la monnaie nationale dans le but de rendre plus compétitives les exportations

nationales, on introduit de l'inflation dans l'appareil productifce qui alimente donc in fine

Dépréciation

Inflation



83

l'inflation. Toutefois, cet impact sur l'inflation va dépendre du degré avec lequel les

variations du taux de change se transmettent aux prix de vente industriels, ou en d'autres

termes, de l'élasticité de l'IPVI au taux de change. Ainsi, il convient dès lors d'estimer la

dynamique de CT et de LT entre le taux de change te l'IPVI afin de cerner l'impact qui en

découle sur l'inflation.

Analyse comparative de la relation Taux de change-IPVI-IPC:Tests de

cointegration et modélisation VECM

Ainsi, du fait que nos séries sontintégrées d'ordre (1)35, nous avons eu recours à la

cointegration en vue de tester l'existence d'une potentielle relation de LT stable entre ces

trois grandeurs instables. Dans l'affirmatif, il s'agira de vérifier l'existence d'un mécanisme de

correction à CT rappellent les variables à l'équilibre. Pour ce faire, nous avons estimer le

modèle ci-dessous, en adoptant un retard de p=5 (voir test de retard optimal annexe):


𝑳𝑰𝑷𝑪𝒕 = 𝒄 + ∑ 𝜷𝟏𝑵𝒋=𝟏 𝑳𝑰𝑷𝑪𝒕−𝒋 + ∑ 𝜷𝟐

𝑵𝒌=𝟎 𝑳𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕−𝒌 + ∑ 𝜷𝟑

𝑵𝒍=𝟎 𝑳𝑰𝑷𝑽𝑰𝒕−𝒍 + 𝜺𝒕(23)

Analyse de la cointegration: 2000M01-2010M12

Les deux tests de Tarce et Eigenvalue confirment l'existence d'une relation de cointegration

entre le taux de change et l'inflation (Voir annexe). Cette relation de cointegration

normalisée se présente comme suit:

1.0000 LIPC + 0.463 LNEER - 0.508 LIPVI - 4.435 = �̂�𝒕

Ainsi: LIPC =-0.463 LNEER + 0.508 LIPVI + 4.435 + �̂�𝒕

Contrairement à l'analyse précédente relative à l'ensemble de l'échantillon, la relation de

cointegration spécifiée ci-dessus, présente des signes tout à fait cohérents avec les constats

théoriques et nos observations graphiques: il existe une relation négative entre le taux de

change et l'inflation (-0.463) et d'une relation positive entre les prix des industriels et

l'inflation (0.508). Toutefois, il apparait que le taux de change n'a pas d'effet significatif

35 Nous avons vérifié que nos séries demeurent intégrées d'ordre (1) sur les deux sous-périodes de l'échantillon (voir annexe)

[-1.839]

[2.564]

[2.164]

(24)


84

sur la dynamique d'inflation sur la période de 2000 à 2010(|t Student|< 2). En revanche, ce

constat est tout à fait opposé pour ce qui est de l'IPVI qui comme nous l'observons affecte

significativement l'inflation (t Student =2.564) : ainsi, une augmentation de 1% des prix de

vente des industriels se traduira par une augmentation de 0.508% de l'inflation.

Analyse du VECM: 2000M01-2010M12

L'estimation du modèle à correction d'erreur met en avant un paramètre de correction

négatif (-0.022)et significatif ((|t Student|>2) qui atteste la présence d'un mécanisme de

correction qui rappelle les variables vers leur sentier d'équilibre en cas de fluctuations

aigues à CT. On constate, que les déséquilibres observées de l'inflation et du taux de change se

résorbent à peu près à la même vitesse (0.02), toutefois, il apparait que la vitesse d'ajustement des

déséquilibres relatifs aux prix de vente industriels est assez lente (0.003).

Tableau 20 : Mécanisme de correction

En ce qui concerne la dynamique de CT (voir annexe), on observe que l'inflation est

sensible à sa dynamique passée, en revanche, les évolutions passées du taux de change tout

comme celles des prix de vente industriels n'interviennent presque pas dans l'explication de

l'inflation.

Ainsi, afin de vérifier la validité du modèle estimé, nous avons eu recours au test de

CUSUM qui permet d'étudier l'évolution au cours du temps de l'erreur de prévision normalisée.

L'observation du graphique ci-dessous, montre que sur la période de 2000 à 2010, il n'existe pas

de fortes fluctuations du résidu, qui demeure assez proche de l'équilibre et fluctue a à l'intérieur de

la bande de significativité de 5%. Ces observations nous amène donc à rejeter l'hypothèse d'un

changement structurelet de valider la stabilité du modèle spécifié.



85

Figure 22: Stabilité du résidu de l'estimation

Eu égard de ce qui précède, nous avons constaté que sur la période de 2000M01-

2010M12, le taux de change n'influence pas significativement l''inflation, mais que cette

dernière est tributaire de sa dynamique passée. Ces résultats peuvent être expliqués par le fait

que, avant la révolution, le régime de change adopté était un régime de flottements

administrés ou l'instrument du taux de change n'était pas assez actif du fait que les fluctuations

du taux de change étaient assez contrôlées par les interventions régulières de la BCT sur le

marche de change afin d'éviter que le taux de change ne s'éloigne trop de sa valeur d'équilibre,

ce qui explique donc l'absence de réactivité entre le taux de change et l'inflation sur la

période de 2000 à 2010. Toutefois, au lendemain de la révolution et dans un nouveau

contexte assez critique, les politiques économiques ont subit de profonds changements

dans leur cadre de conduite: la politique de change s'est vu abandonné le régime de

flottements administrés au profit d'une plus grande flexibilité du taux de change. Ainsi il

s'agira dans ce qui suit d'analyser l'implication de ce changement de régime de change

occasionné suite à la révolution de 2011, sur la relation taux de change-IPVI-Inflation.



86

Analyse de la cointegration : 2011M01-2018M12

Les deux tests de Trace et Eigenvalue confirment l'existence d'une relation de cointegration

entre le taux de change et l'inflation (Voir annexe). Cette relation de cointegration


1.0000 LIPC + 0.717 LNEER - 1.108 LIPVI - 2.709 = �̂�𝒕

Ainsi: LIPC =-0.717 LNEER + 1.108 LIPVI + 2.709+ �̂�𝒕

Ainsi, contrairement aux résulta relatifs à la sous-période précédente, il apparait de cette

relation de cointegration, que le taux de change affecte négativement (-0.717) et

significativement (|t-Student| >2) la dynamique d'inflation: une dépréciation de 1% du dinar

aura pour effet d'augmenter l'inflation d'environ 0.72%. Ainsi, suite au passage à un régime

de change plus flexible, il semblerait que l'instrument du taux de change soit devenu plus

actif et affecte assez sensiblement l'inflation. De plus, tel que nous l'avons observé

précédemment, les prix de vente industriels affectent positivement (1.108) et

significativement l'inflation(t-Student >2). Toutefois, il apparait que sur la période de 20011-

2018, leur impact sur l'inflation a plus que doublé : passant de 0.508 à 1.108. Ainsi, une

augmentation de 1% des prix de vente industriels se traduira par une hausse de 1.108%

de l'inflation. Cette impact beaucoup plus prononcé de l'IPVI sur l'inflation peut être

expliqué par le fait que l'instrument du taux de change soit devenu plus actif suite à la

révolution, tel que nous venins de le démontré.


L'estimation du modèle à correction d'erreur met en évidence la présence d'un mécanisme

d'ajustement à CT tel que l'atteste le coefficient négatif (-0.043)et significatif (-10.8) du terme de

correction d'erreur présenté ci-dessous. Ainsi, en cas de déséquilibres à CT, les variables

subissent une force de rappel à l'équilibre qui leur permet à LT d'avoir des évolutions

similaires. Ce mécanismes de correction présente un coefficient plus élevé que celui observé sur

la période d'étude précédente (-0.02). De plus, on constate, que les déséquilibres observées du

taux de change s'ajustent plus rapidement à l'équilibre que les deux autres variables d'intérêt (0.06

pour le taux de change contre 0.04 pour l'inflation et 0.02 pour l'IPVI).

[-4.487]

[4.693]

[1.499]

(25)


87


En effet, l'observation des résidus de nos variables endogènes ci-dessous, confirment notre

constat: ces derniers sont assez fluctuant s sur la seconde sous période d'estimation, ce qui peut

être expliqué par le fait que, au lendemain de la révolution, le taux de change devient beaucoup

plus flexible et l'inflation plus prononcée. Toutefois on constate qu'il existe une force de rappel

des variables à l'équilibre à CT.

Figure 23 : Evolution des résidus des variables sur la période de 2011M01-2018M12

Ainsi, le résidu de l'estimation VECM est stationnaire et tel que le démontre le

graphique ci-dessous, fluctue à l'intérieur de la bande de significativité de 5%, ce qui nous

amène à valider la dynamique de long terme spécifiée ci-dessus:




88

Figure 24 : Significativité du résidu de l'estimation VECM (20011M01-2018M12)-

En somme, l'analyse comparative de la relation d'interdépendance entre le taux de change,

les prix de vente industriels et l'inflation aboutie à deux résultats différents: sur la première sous-

période de 2000 à 2018, nos estimations ont conduit à affirmer l'existence d'une relation

négative entre le taux de change et l'inflation, en revanche, cette dernière s'est avérée non

significative. Cette absence d'interaction entre nos variables d'intérêt, peut être expliquée par le

fait que sur la période pré-révolution (2000M1-2010M12) le régime de change adopté était un

régime de flottements administrés où la BCT jouait un rôle assez important à travers ses

interventions continues sur le marché de change36 pour rétablir le taux de change à l'équilibre. De

plus, à cette époque, la politique monétaire n'était pas assez active, ce qui a donné lieu à une

certaine déconnexion entre la sphère réelle et la sphère monétaire. Toutefois, suite à la

révolution de 2011, des changements ont été apportés dans le cadre de conduite des politiques

économiques, conduisant à des politiques monétaires et de changes beaucoup plus actives. En

effet, au lendemain de la révolution, nous avons assisté à l'émergence de pressions inflationnistes

aigues et persistantes, conduisant les autorités monétaires à réviser leur cadre de conduite de la

politique monétaire, avec l'abandon du ciblage de la masse monétaire au profit d'une politique

proactive visant à anticiper l'inflation afin d'agir avant coup et de façon beaucoup plus efficace

pour résorber les pressions inflationnistes naissantes. Ce nouveau cadre de conduite de la

36 Les interventions de la BCT sur le marché de change sur la période de 2000-2010 a donné lieu à des vagues de

dépréciations continues du dinar dans le but de le ramener à sa valeur d'équilibre



89

politique monétaire s'est matérialisé par un usage beaucoup plus fréquent du taux directeur,

devenant l'instrument principal de conduite de la politique monétaire. De plus, sous la contrainte

de l'épuisement des avoirs en devises du pays et sous recommandation du FMI, la BCT s'est

dirigée vers l'adoption d'un régime de change plus flexible, réduisant ainsi ses interventions sur le

marché de change et laissant fluctuer librement le taux de change, ce qui a abouti à une vague de

dépréciation plus prononcée du dinar. Ainsi, cette tendance dépressive du dinar, observée au

lendemain de la révolution, airait eu pour effet de renforcer l'impact du taux de change sur

l'inflation, sous l'effet des prix de ventes industriels qui interviennent significativement et de

façon beaucoup plus prononcée dans l'explication de la dynamique d'inflation observée ces

dernières années, tels que le démontrent nos résultats. Ainsi, il semblerait que l'adoption d'un

régime de change plus flexible aurait contribué à alimenter davantage la dynamique

d'inflation observée en Tunisie ces dernières années et à renforcer l'effet perturbateur de cet

instrument sur la conduite de la politique monétaire. Ainsi, dans ce qui suit, il parait nécessaire

d'introduire un nouvel aspect à notre étude: il s'agira de prendre en compte, en plus des

régimes de change, les changements occasionnés au niveau de la conduite de la politique

monétaire, qui devient, au lendemain de la révolution, plus active. Cette analyse nous

permettra de cerner les implications des changements de régime au niveau des politiques

économiques, sur la relation taux de change-Inflation avant et après 2011.

3.2 Implications des changements de régime sur le Pass-Through taux de

change: Analyse comparative

Avant la révolution de 2011, les politiques monétaire et de change n'étaient pas assez

actives: en effet, la BCT ciblait la masse monétaire (agrégat M3) afin maintenir l'inflation à ses

niveaux bas et stables observés, et adoptait un régime de flottements administrés du taux de

change visant l'équilibre. Ainsi, à cette époque, l'instrument du taux de change et l'instrument du

taux directeur n'étaient pas actifs. Ce n'est que suite aux changements occasionnés au niveau du

cadre de conduite des politiques économiques, au lendemain de la révolution de 2011, rendant la

politique monétaire proactive et la politique de change plus flexible, que les instruments du taux

directeur et celui du taux de change deviennent assez actifs. Ainsi, dans le but d'analyser les

implications de ces changements de régime au niveau de la politique de change mais également de

la politique monétaire, sur la relation taux de change-Inflation, nous allons dans ce qui suit,

mener une étude élargie du Pass-Through taux de change dans laquelle nous introduirons, en plus


90

des trois variables précédentes (LNEER- LIPVI-LIPC), le TMM; comme proxy de la politique

monétaire.

Etude comparative du Pass-Through: Tests de cointegration et modélisation VECM

L'estimation de la relation de causalité entre nos variables endogènes37 a mis en évidence

l'existence de relations d'interdépendances entre le taux de change (NEER) l'inflation (IPC), les

prix de vente industriels ( IPVI) et le taux directeur appréhendé par le TMM. La présence

d'interactions entre nos variables endogènes nous amène donc à tester l'existence d'une éventuelle

relation de cointegration à LT entre le taux de change, l'inflation, l'IPVI et le TMM. Dans

l'affirmatif, il conviendra de vérifier la présence à CT d'une force de rappel des variables à

l'équilibre.


𝑳𝑰𝑷𝑪𝒕 = 𝒄 + ∑ 𝜷𝟏𝑵𝒋=𝟏 𝑳𝑰𝑷𝑪𝒕−𝒋 + ∑ 𝜷𝟐

𝑵𝒌=𝟎 𝑳𝑵𝑬𝑬𝑹𝒕−𝒌 + ∑ 𝜷𝟑

𝑵𝒍=𝟎 𝑳𝑰𝑷𝑽𝑰𝒕−𝒍 +

∑ 𝜷𝟒𝑵𝒎=𝟏 𝑻𝑴𝑴𝒕−𝒎 + 𝜺𝒕 (26)


Les deux tests de Trace et Eigenvalue mettent en évidence l'existence d'une relation de

cointegration entre nos variables endogènes (voir annexe). Cette relation de cointegration


1.0000 LIPC + 0.188 LNEER -0.512 LIPVI + 0.023 TMM - 3.145 = �̂�𝒕

Ainsi: LIPC = - 0.188 LNEER + 0.512 LIPVI - 0.023 TMM + 3.145 + �̂�𝒕

37 Voir test de causalité de Granger section (2)

[-0.944]

[3.816]

[-1.260]

[2.150]

A travers l'estimation du retard optimal (voir annexe), il apparait que le lag qui minimise les

critères d'information est p= 5; nous allons donc adopter ce retard pour le reste de nos estimations.

(27)


91

Ce résultat laisse donc apparaitre une relation de long terme entre nos variables endogènes:

les signes relatifs aux coefficients estimés sont cohérents aux intuitions économiques. De plus

ces résultats sont cohérents avec le ceux dégagés de l'estimation précédente38: il apparait que

le taux de change n'affecte pas significativement l'inflation (t-Student < 2), toutefois, les prix

de vente industriels interviennent significativement dans l'explication de la dynamique

d'inflation. En effet, il apparait qu'une augmentation de 1% de prix des industriels se traduira par

une augmentation de l'inflation de 0.512%. En outre, l'inflation semble être insensible au TMM.


Il apparait de l'estimation du modèle à correction d'erreur (voir annexe), qu'il existe un

mécanisme d'ajustement, tel que l'atteste le coefficient négatif (-0.035) et significatif (t-

Student: |8.56| >2) relatif au terme de correction d'erreur. Ainsi, ceci laisse présager qu'en cas de

déséquilibre à CT des variables, il existe une force de rappel à l'équilibre, permettant ainsi

aux variables d'avoir une évolution similaire sur le LT. Il semblerait qu'a CT, les

déséquilibres observées du taux de change et de l'inflation s'ajustent à l’équilibre, la même

vitesse (0.03).


En ce qui concerne la dynamique de CT (voir annexe), on constate que l'inflation est

sensible uniquement à ses évolutions passées, en revanche, l'historique d'évolution du taux

de change ainsi que celui des prix de ventes industriels n'intervient pas ou peut être très

peu (NEER(-1), IPVI(-3)), dans l'explication de la dynamique d'inflation observée.

Les résultats de l'estimation VECM semblent validés puisqu'on constate à travers

l'observation du graphique ci-dessous que le résidu de l'estimation VECM fluctue à l'intérieur

de la bande de significativité de 5%. Nous pouvons donc affirmer que le résidu est

stationnaire et que le modèle estimé est stable sur la période de 2000M01 à 2010M12.

38 Voir relation de cointegration LIPC-LNEER-LIPVI sur la période de 2000M01-2010M12



92

Figure 25 : Stabilité du résidu de l'estimation VECM

Cette stabilité observée peut être expliquée par le fait que sur cette période, la

politique monétaire et la politique de change n'étaient pas actives c'est ce qui explique les

résultats ci-dessus, avançant l'absence d'interaction significative entre le taux de change et

l'inflation.

Dynamique de LT et de CT du Pass-Through: 2011M01 à 2018M12

Au lendemain de la révolution, un changement profond dans les cadres de conduite des

politiques économique a été occasionné, afin de conduire des politiques plus adaptées au nouveau

contexte assez critique, marquée par une forte volatilité de l'inflation et des pressions sur les

équilibres extérieurs. En réaction, les autorités monétaires se sont orientées vers l'adoption d'une

politique monétaire proactive, afin d'agir plus efficacement et résorber les pressions

inflationnistes naissantes, et la politique de change a été rendue plus flexible afin de faciliter les

ajustements extérieurs et maintenir les avoirs en devises du pays. Ainsi, il convient de tester si ces

mutations dans le cadre de conduite des politiques économies suite à la révolution ont eu un effet

sur le Pass-Thrpugh taux de change en testant l'éventuelle existence d'une relation de long terme

significative entre nos variables d'internet.



93


Ainsi, les deux testsTrace et Eigenvalue mettent en évidence l'existence d'une relationde

cointegration entre nos variables endogènes (voir annexe). Cette relation de cointegration


1.0000 LIPC + 0.827 LNEER -0.994 LIPVI + 0.020 TMM - 3.792 = �̂�𝒕

Ainsi: LIPC = - 0.827 LNEER + 0.994 LIPVI - 0.020 TMM + 3.792 + �̂�𝒕

Ainsi, contrairement aux résultats précédents relatifs à la première sous-période,il

existe bel et bien une relationnégative (-0.827) et significative (t-Student >2)entre le taux

de change et l'inflation sur la période de 2011 à 2018: ainsi, il apparait de la relation de

cointegartion ci-dessus, qu'une dépréciation de 1% du taux de change se traduira par une

augmentation de l'inflation d'environ 0.83%. De plus, il semble que les prix de vente

industriels affectent significativement la dynamique d'inflation: une augmentation de 1% de

l'IPVI aura pour effet d'alimenter l'inflation (+0.99%). Cet effet est assez prononcé. Il apparait

également, que les changements occasionnés dans la politique monétaire (resserrement ou

expansion) se traduiront par un effet plus prononcé sur l'inflation (t-Student TMM ~2)

que sur la période précédente, ou la variable TMM était insignifiante.


Il apparait de l'estimation du modèle à correction d'erreur, que le coefficient associé à

la force de rappel est négatif (0.05) et significatif ( t-Student >2). Il existe donc un

mécanisme à correction d'erreur: à long terme, les déséquilibres entre nos variables endogènes

se compensent de sorte que nos séries adoptent une évolution similaire.


[-5.374]

[4.945]

[-1.977]

[2.349]

(28)



94

A travers l'observation des graphiques ci-dessous, que sur la période de 20011 à 2018, il

existe une forte fluctuation des résidus relatifs à nos variables endogènes. Cette volatilité est

expliquée par le fait que au lendemain de la révolution,les instruments du taux de change

et celui du taux directeur sont devenus beaucoup plus actifs que précédemment, en raison

du passage à une politique monétaire proactive et à une politique de change plus flexible

qu'auparavant.

Figure 26 : Résidus des variables endogènes 2011M01-2018M12

Toutefois, les fluctuations observées par les variables subissent une force de rappel

vers l'équilibre, ce qui permet d'avoir un modèle stable et un résidu global stationnaire,

fluctuant à l'intérieur de la bande de significativité, tel que le démontre le graphique ci-

dessous, ce qui permet de valider les résultats de l'estimation VECM.

Figure 27 : Stationnarité du résidu de l'estimation VECM




95

Ainsi, dans ce qui suit, il s'agira d'exposer et de discuter les principaux résultats

obtenus de notre analyse du Pass-Through taux de change en Tunisie sur la période de

2000M01 à 2018M12.

3.3 Interprétation économique des résultats

Notre analyse portant sur l'étude du Pass-Through taux de change en Tunisie sur la période de

2000 à 2018, nous a permis de dégager trois principaux résultats:

Pour la période de 2000M01 à 2018M12, l'estimation de la dynamique de long terme

entre le taux de change et l'inflation, n'a pas mis en évidence une relation négativeet

significative entre le taux de change et l'inflation, bien au contraire, nos résultats ont mis en

avant une relation positive et non significative entre nos variables d'intérêt, ce qui est contraire

aux intuitions économiques et aux constats dégagés de nos observations graphiques. Ces

résultats inattendus sont expliqués par le fait que notre étude a porté sur unéchantillon assez

large couvant la période de 2000 à 2018. En outre, cette période a été marquée par des régimes

et des choix stratégiques différents en termes de conduite des politiques économiques. En effet,

au lendemain de la révolution, la politique monétaire, conduite par la nécessité de lutter plus

efficacement et plus activement contre les pressions inflationnistes émergentes, est devenue

proactive.La politique de change a également subit une modification stratégique, avec

l'abandon du régime de flottements administrés qui prévalait depuis les années 2000, au profit

d'une plus grande flexibilité du taux de change. Ces changements de régimes dans les cadres

de conduite des politiques économiques, expliquent l'instabilité observée sur notre période

d'observation: en effet, l'analyse du graphique relatif au résidu de l'estimation a mis en

évidence de fortes fluctuations de ce dernier sur la période d'observation. Cette instabilité

observée a donc biaisé les résultats ce qui explique l'obtention de signes contraires aux

intuitions économies.

Ainsi, pour remédier à cette instabilité observée sur la période d'étude, nous avons décidé

dans un second lieu de prendre en considération ces changements de régime observée

avant et après la révolution de 2011, qui, conformément au test de stabilité établi, constitue

un point de rupture. Par conséquent, Ainsi, nous avons scindé notre échantillon en deux sous-

périodes: soit de 2000M01-2010M12 et de 2011M01-2018M12, afin d'estimer en deux temps

le degré de transmission desvariations du taux de change aux prix domestiques, en intégrant,

dans notre estimation, une nouvelle variable endogène, il s'ait des prix de ventes industriels.


96

Cette variable à été introduite car conformément à la littérature économique, le taux de change

affecte l'inflation entre-autres, par son effet sur les prix de vente industriels. Ainsi, pour

confirmer ce constat, nous avons estimer pour les deux sous-périodes, l'impact du taux de

change sur l'IPVI et sur l'IPC. Les résultats de nos estimations sur la première sous-

période(2000M01-2010M12)ont mis en évidence la présence d’une relation négative entre

le taux de change et l'inflation, et ont mis en avant la présence d'une transmission des

variations du taux de change à l'IPVI. Toutefois, il apparait que l'effet du taux de change sur

l'inflation n'est pas significatif. En revanche, l'inflation est assez sensible à l'augmentation

des prix de vente industriels observé suite à la dépréciation du taux de change. Cette absence

d'interaction significative entre le taux de change et l'inflation, s'explique par le fait que sur la

période de 2000 à 2010, les politiques monétaires et de change n'étaient pas actives: à cette

époque, la politique monétaire se focalisait sur le ciblage de la masse monétaire, la politique de

change, quant a elle, était assez contrôlée par de intervention régulières de la BCT sur le

marché de change pour rétablir le dinar à sa valeur d'équilibre, on parlait alors de régime de

flottements administres visant l'équilibre. Ce manque de flexibilité des instruments du taux

directeur et du taux de change explique donc l'absence de relation significative entre le taux de

change et la dynamique d'inflation observée à cette époque. Cependant, sur la seconde sous-

période(2011M01-2018M12), les résultats de nos estimations mettent en évidence la présence

d'une relation négative et significative entre le taux de change et l'inflation, et une plus

grande sensibilité de l'inflation aux prix de vente industriels. Ainsi, ces résultats nous

amène à conclure que, au lendemain de la révolution, l'adoption de politique monétaire et de

change plus actives aurait contribuer à augmenter l'impact du taux de change sur les prix

domestiques et par conséquent sur la dynamique d'inflation. De plus, il semblerait que suite à la

révolution, l'évolution des prix de vente industriels, induite par les variations du taux de

change, jouent un rôle beaucoup plus prononcé et assez déterminant sur la dynamique

d'inflation observée ces dernières années.

Au vu de l'impact plus prononcé des variations du taux de change sur les prix

domestiques au lendemain de la révolution, et ainsi de l'implication importante de ce Pass-

Through pour la politique monétaire, nous avons décider dans un dernier lieu, d'étudier

l'efficacité de la politique monétaire à résorber les pressions inflationnistes sur les prix

domestiques émanant des variations du taux de change. Ainsi, pour tenir de l'effet de la

politique monétaire sur la relation taux de change inflation, nous avons intégrer dans notre

étude, le TMM comme proxy de la politique monétaire. Les résultats de nos estimations,


97

ont mis en avant le rôle perturbateur que joue le taux de change sur la politique monétaire au

lendemain de la révolution: . En effet, il semblerait que sur la première sous

période(2000M01-2010M12), le TMM n'a aucun effet significatif sur la relation taux de

change inflation. Ce résultat s'explique par le fait que avant la révolution, la politique monétaire

était non active: elle se basait sur le ciblage de la masse monétaire (agrégat M3) pour garder

l'inflation à ses niveaux bas et stables observés; ainsi, le taux directeur n'était pas actif à cet

époque, ce qui expliquerait donc l'absence de significativité de cet instrument notre première

estimation. Toutefois, sur la seconde sous-période ( 2011M01-2018M12),on observe que

l'instrument du taux de change devient plus actif et a un effet plus significative que la

dynamique d'inflation, qui demeure toujours plus sensible aux prix de vente industriels. En

outre, contrairement aux résultats précédents, on constate que l'effet du TMM sur la relation

taux de change -inflation devient plus perceptible. Ceci s'explique par le fait que la politique

monétaire, soit devenus beaucoup plus active au lendemain de la révolution, avec la passage

d'une politique de ciblage de la masse monétaire à une politique de taux, ou l'instrument du

taux directeur devient très actif, dans le but de luter plus efficiente contre les pressions

inflationnistes qui ont émergé suite à la révolution de 2011. Toutefois, le coefficient faible du

TMM, nous amène à conclure que, bien que la politique monétaire soit devenue proactive

au lendemain de la révolution, et que l'instrument du taux directeur soit devenu plus

actif, la politique monétaire n'est pas assez efficace pour résorber les effets inflationnistes

des variations du taux de change sur les prix domestiques.

Conclusion du chapitre

Pour conclure, conformément aux résultats de notre analyse empirique, il

semblerait que le Pass-Through taux de change en Tunisie, se soit davantage renforcé au

lendemain de la révolution: en effet nos résultats ont permis de mettre en évidence la présence

d'une relation négative et significative entre le taux de change et l'inflation sur la seconde sous-

période (2011M010-2018M12), ce qui traduit le fait que les variations du taux de change se

transmettent et affectent plus significativement les prix domestiques au lendemain de la

révolution. Cette plus grande réactivité entre le taux de change et l'inflation est due entre-autres

aux changements de régimes occasionnés au niveau des politiques économiques. En effet, la

plus grande flexibilité du taux de change, et l'adoption d'une politique monétaire proactive suite

à la révolution, auraient contribué à rendre les instruments du taux directeur et celui du taux de


98

change plus actifs, et donc à renforcer l'interaction entre le taux de change et l'inflation, ces

dernières années. Toutefois, bien que le degré du Pass-Through ait augmenté après 2011, la

transmission des variations du taux de change aux prix domestiques demeure incomplète. En

effet, nous avons observé des coefficients du Pass-Through inferieurs à 1. Ces résultats se

trouvent conformes à ceux trouvés dans de nombreux autres travaux trainant du Pass-Through

taux de change en Tunisie à l'instar de (Charfi & Guermazi, 2012), (Dahem & Guermazi, 2016).

Ainsi, cette transmission incomplète des variations du taux de change à l'inflation, a été

expliquée par ces auteurs par le fait qu'en Tunisie, il existe une assez forte rigidité des prix. En

effet, tel que l'ont démontré les études réalisées par le FMI (2015), environ 30% des prix des

produits figurant dans le panier de consommation des ménages sont administrés. Cette rigidité

des prix constitue une barrière à la transmission des variations du taux de change aux prix

domestiques et expliquerait par conséquent l'incomplétude du Pass-Through taux de change.

Toutefois, malgré cette transmission incomplète, l'instrument du taux de change joue un rôle

sur la dynamique d'inflation et par conséquent, constitue un élément perturbateur pour la

politique monétaire. Ainsi, dans ce nouveau contexte de flexibilité du taux de change, il serait

nécessaire pour la BCT de prendre en considération l' instrument du taux de change dans la

formulation du cadre de conduite de sa politique monétaire afin de s'assurer de la réalisation

efficace de son objectif de stabilité des prix. Toutefois, cette nouvelle exigence rendrait plus

complexe la réalisation de la mission de la BCT.


99

Conclusion Générale


100

Conclusion générale

L'adoption de régimes de change flexibles dans la plupart des pays industrialisés à partir des

années quatre-vingt, a suscité l'intérêt des économistes sur la problématique de transmission des

variations du taux de change à l'inflation. Ce phénomène, connu dans la littérature économique sous

le nom de Pass-Through taux de change a fait l'objet depuis les années quatre-vingt d'un large débat

théorique. De plus, au vu des implications importantes de ce Pass-through taux de change pour la

politique monétaire, les économistes se sont davantage intéressés à l'étude de la transmission de la

politique monétaire à travers le canal du taux de change. Ainsi, étant donné l'importance de cette

problématique, nous nous sommes intéressés dans le cadre de ce mémoire à l'étude du Pass-

Through taux de change en Tunisie. Pour ce faire nous avons dans un premier lieu présenté un

survol de la littérature sur les fondements théoriques de la politique monétaire ainsi que sur les

déterminants du Pass-Through taux de change et sa transmission à la chaine de prix, au sens de

McCarthy (1999). Puis dans un second lieu, nous avons tenter de mettre en évidence la dynamique

de CT et de LT entre le taux de change et l'inflation en Tunisie sur la période de 2000 à 2018, en

ayant recours à l'étude de la cointegration et à une modélisation VECM. L'étude de cette relation

d'interdépendance entre le taux de change et l'inflation est importante étant donné l'implication qui

en découle sur l'efficacité de la politique monétaire, dont l'objectif ultime étant le maintien de la

stabilité des prix.

Ainsi, les résultats de notre étude ont mis en évidence la présence d'une relation

d'interdépendance entre le taux de change et l'inflation. Toutefois, compte tenu de l'analyse

comparative de l'impact du Pass-through taux de change sur la dynamique d'inflation en Tunisie

entre 2000M01-2010M12 et 2011M01-2018M12, on observe une plus grande sensibilité des prix

domestiques aux variations du taux de change au lendemain de la révolution. Ces résultats

s'expliquent par le fait que, sur la période de 2000 à fin 2010, les politiques monétaire et de change

n'étaient pas assez actives et les prix étaient fortement gouvernés, ce qui a donné lieu à une certaine

déconnexion entre la sphère monétaire et la sphère réelle, expliquant ainsi l'absence de réactivité

significative de l'inflation aux variations du taux de change. Toutefois, les changements occasionnés

au niveau des stratégies de conduite des politiques économiques, devenant plus actives suite à la

révolution, ont abouti à une plus grande sensibilité des prix domestiques aux variations du taux de

change.


101

Ainsi, il apparait que l'adoption d'un régime de change plu flexible aurait renforcer l'effet de

l'instrument du taux de change sur la dynamique d'inflation observée en Tunisie ces dernières

années. Cette spirale inflationniste observée au lendemain de la révolution, est due entre-autres, à

l'effet significatif et plus prononcé des prix de vente industriels sur l'inflation. En effet, nos résultats

font apparaitre une plus grande sensibilité de l'inflation à l'évolution des prix des industriels sur la

seconde sous-période d'étude (2011M01-2018M12), ce qui nous amène à conclure que les prix de

vente industriels seraient plus sensible aux variations du taux de change que les prix à la

consommation. Ce constat s'explique par le fait qu'une grande partie du panier de consommation

des ménages, est composé de produits dont les prix sont administrés, d'ou l'effet moins prononcé

des variations du taux de change sur l'inflation. En revanche, une dépréciation du taux de change

affectera directement les industriels, qui verront leurs couts de production augmenté suite au

renchérissement des produits importés, et seront donc incités à répercuter cette inflation créée dans

leur appareil productif au niveau de leurs prix de vente, ce qui alimentera in fine l'inflation.

Ainsi, il semblerait que les changements de régime occasionnées au niveau de la politique

monétaire et de change, au lendemain de la révolution, aient joué un rôle assez significatif sur la

dynamique de transmission du taux de change aux prix domestiques. En effet, l'adoption d'une

politique monétaire proactive à partir de 2011, orienté par la nécessité de contrer les pressions

inflationnistes émergentes au lendemain de la révolution, ainsi que l'abandon du régime de

flottements administrés au profit d'une plus grande flexibilité du taux de change, auraient renforcé

la sensibilité des prix aux fluctuations du taux de change, et ce, sous l'effet d'une plus grande

réactivité des instruments du taux directeur et du taux de change en raison de la conduite de

politiques économiques plus actives ces dernières années.

Au vu du rôle perturbateur que joue le taux de change sur la dynamique d'inflation et ainsi

sur l'efficacité de la politique monétaire, dans ce nouveau contexte, les autorités monétaires se

trouvent confronté à la nécessité d'accorder plus d'importance à cet instrument dans la formulation

de leur cadre de conduite de la politique monétaire. Toutefois cette nouvelle exigence, rendrait plus

complexe la réalisation de leur mandat. Ainsi, dans le but de limiter l'effet perturbateur du taux de

change sur les prix domestiques, la politique monétaire ne peut plus être conduite de façon

indépendante de la politique de change. A cet égard, une stratégie de policy-mix devrait être établie

en Tunisie, afin de renforcer l'efficacité de l'action des autorités monétaires dans leur lutte contre

l'inflation.


102

Annexes

Annexe (1): Caractéristiques des variables

Etude de la stationnarité des variables 2000M01-2018M12

-Stationnarité lNEER-

-Stationnarité lCPI-

-Stationnarité LIMP-


103

-Stationnarité LIPVI-

-Stationnarité LBRENT-


104

-Stationnarité TMM-

Etude stationnarité en sous-périodes

Période (1): 2000M01-2010M12

-Stationnarité LNEER-

-Stationnarité LCPI-


105




106

Période (2): 2011M01-2018M12

-Stationnarité LNEER-

-Stationnarité LCPI-



107


Causalité des variables : Granger Test

Pairwise Granger Causality Tests

Sample: 2000M01 2018M12

Lags: 12 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob. LCPI does not Granger Cause LNEER 216 1.85134 0.0428

LNEER does not Granger Cause LCPI 2.82572 0.0014 LIPVI does not Granger Cause LNEER 216 0.57800 0.8583

LNEER does not Granger Cause LIPVI 1.91427 0.0348 LIMP does not Granger Cause LNEER 216 1.44304 0.1494

LNEER does not Granger Cause LIMP 1.87073 0.0402 LTMM does not Granger Cause LNEER 216 0.45596 0.9377

LNEER does not Granger Cause LTMM 1.18917 0.2932 LBRENT does not Granger Cause LNEER 216 2.88930 0.0011

LNEER does not Granger Cause LBRENT 0.99792 0.4525 LIPVI does not Granger Cause LCPI 216 2.41327 0.0062

LCPI does not Granger Cause LIPVI 0.70886 0.7418 LIMP does not Granger Cause LCPI 216 1.86929 0.0403

LCPI does not Granger Cause LIMP 1.59880 0.0946 LTMM does not Granger Cause LCPI 216 1.05008 0.2972

LCPI does not Granger Cause LTMM 1.85553 0.0422


108

LBRENT does not Granger Cause LCPI 216 1.77497 0.0547

LCPI does not Granger Cause LBRENT 0.58931 0.8493 LIMP does not Granger Cause LIPVI 216 1.70026 0.0693

LIPVI does not Granger Cause LIMP 1.11635 0.3489 LTMM does not Granger Cause LIPVI 216 1.36173 0.1874

LIPVI does not Granger Cause LTMM 1.56228 0.1056 LBRENT does not Granger Cause LIPVI 216 1.35356 0.1916

LIPVI does not Granger Cause LBRENT 1.11420 0.3506 LTMM does not Granger Cause LIMP 216 1.10155 0.3610

LIMP does not Granger Cause LTMM 0.95975 0.4889 LBRENT does not Granger Cause LIMP 216 3.87257 3.E-05

LIMP does not Granger Cause LBRENT 0.74782 0.7032 LBRENT does not Granger Cause LTMM 216 1.52390 0.1183

LTMM does not Granger Cause LBRENT 0.79844 0.6518

Annexe (2) : Analyse bi-variée LCPI-LNEER

Etude de la conintegration

Sample (adjusted): 2000M07 2018M12 Included observations: 222 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Series: LCPI LNEER Lags interval (in first differences): 1 to 5

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05

No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.367417 104.8041 20.26184 0.0000

At most 1 0.014046 3.140427 9.164546 0.5548 Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05


At most 1 0.014046 3.140427 9.164546 0.5548 Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I): LCPI LNEER C


109

2.219021 -7.560975 29.29522 27.91311 25.18989 -239.0192

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(LCPI) 0.001683 -6.87E-05

D(LNEER) -0.001970 -0.000998 1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 1770.867 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LCPI LNEER C 1.000000 -3.407347 13.20187

(0.42217) (2.09742)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses) D(LCPI) 0.003735

(0.00035) D(LNEER) -0.004372

(0.00135)

-ygdsjhg

-Residus des varaibles d'interet-

-Résidus des variables d'intérêt-


110

-Résidu de l'estimation-

Annexe (3): Analyse multi-variée: LCPI-LNEER-LIPVI

Sous-période (1) : 2000M01-2018M12



111


Sample (adjusted): 2000M06 2010M12

Included observations: 127 after adjustments

Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant)

Series: LCPI LNEER LIPVI



At most 1 0.073428 11.49815 20.26184 0.4948

At most 2 0.014172 1.812729 9.164546 0.8146 Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values



At most 1 0.073428 9.685423 15.89210 0.3639

At most 2 0.014172 1.812729 9.164546 0.8146 Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level



Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I): LCPI LNEER LIPVI C

-13.64456 -6.316236 6.927836 60.52104

87.68837 -11.56670 -56.68920 -68.61614

-38.02954 -29.21460 1.129860 295.9164

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(LCPI) 0.001638 -7.29E-05 0.000103

D(LNEER) -0.001641 -0.000577 0.000590

D(LIPVI) -0.000242 0.001211 0.000376

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 1574.248 Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

LCPI LNEER LIPVI C 1.000000 0.462913 -0.507736 -4.435545

(0.25175) (0.19804) (2.04880)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(LCPI) -0.022350

(0.00251)

D(LNEER) 0.022390

(0.00725)

D(LIPVI) 0.003301

(0.00700)


112

VECM

Vector Error Correction Estimates



Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 LCPI(-1) 1.000000

LNEER(-1) 0.462913

(0.25175)

[ 1.83879]

LIPVI(-1) -0.507736

(0.19804)

[-2.56385]

C -4.435545

(2.04880)

[-2.16495] Error Correction: D(LCPI) D(LNEER) D(LIPVI) CointEq1 -0.022350 0.022390 0.003301

(0.00251) (0.00725) (0.00700)

[-8.92075] [ 3.08998] [ 0.47135]

D(LCPI(-1)) -0.022136 -0.021366 0.466901

(0.08258) (0.23883) (0.23082)

[-0.26806] [-0.08946] [ 2.02281]

D(LCPI(-2)) -0.424366 0.349580 0.052445

(0.07966) (0.23038) (0.22265)

[-5.32744] [ 1.51742] [ 0.23554]

D(LCPI(-3)) -0.218640 0.221007 0.092472

(0.08122) (0.23491) (0.22703)

[-2.69185] [ 0.94082] [ 0.40731]

D(LCPI(-4)) -0.467582 0.041477 0.371888

(0.08165) (0.23615) (0.22823)

[-5.72649] [ 0.17564] [ 1.62943]

D(LNEER(-1)) 0.110115 0.017324 -0.020755

(0.03312) (0.09579) (0.09258)

[ 3.32464] [ 0.18085] [-0.22418]

D(LNEER(-2)) 0.013781 -0.109010 -0.131227

(0.03383) (0.09784) (0.09456)

[ 0.40736] [-1.11417] [-1.38778]

D(LNEER(-3)) 0.057411 -0.023583 -0.064121

(0.03270) (0.09456) (0.09139)

[ 1.75584] [-0.24939] [-0.70160]

D(LNEER(-4)) 0.019156 -0.143559 -0.076563


113

(0.03333) (0.09639) (0.09315)

[ 0.57479] [-1.48943] [-0.82190]

D(LIPVI(-1)) -0.031280 -0.049148 0.354167

(0.03403) (0.09841) (0.09511)

[-0.91927] [-0.49941] [ 3.72369]

D(LIPVI(-2)) 0.030554 0.133904 -0.003569

(0.03625) (0.10484) (0.10133)

[ 0.84285] [ 1.27721] [-0.03522]

D(LIPVI(-3)) 0.074462 0.084985 0.026541

(0.03667) (0.10605) (0.10249)

[ 2.03071] [ 0.80138] [ 0.25896]

D(LIPVI(-4)) -0.017729 -0.118843 0.029974

(0.03434) (0.09933) (0.09600)

[-0.51621] [-1.19648] [ 0.31224] R-squared 0.463805 0.085572 0.185557

Adj. R-squared 0.407364 -0.010683 0.099826

Sum sq. resids 0.000488 0.004083 0.003814

S.E. equation 0.002069 0.005985 0.005784

F-statistic 8.217448 0.889011 2.164409

Log likelihood 611.5837 476.7102 481.0418

Akaike AIC -9.426516 -7.302523 -7.370736

Schwarz SC -9.135378 -7.011386 -7.079599

Mean dependent 0.001997 -0.002691 0.003498

S.D. dependent 0.002688 0.005953 0.006096 Determinant resid covariance (dof adj.) 4.75E-15

Determinant resid covariance 3.43E-15

Log likelihood 1574.248

Akaike information criterion -24.11415

Schwarz criterion -23.15115



114

-Test CUSUM de stabilité du modèle estimé-

Sous-période (2): 2011M01-2018M12


Sample: 2011M01 2018M12

Included observations: 96


Series: LCPI LNEER LIPVI



At most 1 0.136111 17.92028 20.26184 0.1018






At most 1 0.136111 14.04585 15.89210 0.0954




Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):


115

LCPI LNEER LIPVI C

-16.59826 -11.89408 18.39852 44.96437

-20.73847 20.88352 63.25244 -299.8620

-49.18754 -17.45839 39.61703 113.6454

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(LCPI) 0.002613 -9.85E-05 6.60E-05

D(LNEER) -0.003894 -0.000931 0.002090

D(LIPVI) 0.001573 -0.001457 -0.000230


LCPI LNEER LIPVI C

1.000000 0.716586 -1.108461 -2.708982

(0.15972) (0.23620) (1.80725)


D(LCPI) -0.043374

(0.00402)

D(LNEER) 0.064642

(0.02055)

D(LIPVI) -0.026106

(0.00786)

VECM


Sample: 2011M01 2018M12



LNEER(-1) 0.716586

(0.15972)

[ 4.48663]

LIPVI(-1) -1.108461

(0.23620)

[-4.69293]

C -2.708982

(1.80725)

[-1.49895] Error Correction: D(LCPI) D(LNEER) D(LIPVI) CointEq1 -0.043374 0.064642 -0.026106

(0.00402) (0.02055) (0.00786)

[-10.8008] [ 3.14553] [-3.31969]

D(LCPI(-1)) 0.035303 0.145377 -0.152516


116

(0.09641) (0.49336) (0.18879)

[ 0.36618] [ 0.29467] [-0.80785]

D(LCPI(-2)) -0.604818 0.867793 -0.235704

(0.09591) (0.49080) (0.18781)

[-6.30619] [ 1.76813] [-1.25501]

D(LCPI(-3)) -0.101052 0.892663 0.107731

(0.09350) (0.47847) (0.18309)

[-1.08078] [ 1.86568] [ 0.58840]

D(LCPI(-4)) -0.558256 0.652972 -0.494123

(0.09311) (0.47649) (0.18234)

[-5.99548] [ 1.37038] [-2.70997]

D(LNEER(-1)) 0.055918 0.218218 0.019074

(0.02199) (0.11253) (0.04306)

[ 2.54282] [ 1.93915] [ 0.44293]

D(LNEER(-2)) 0.018641 0.065096 0.045960

(0.02206) (0.11288) (0.04319)

[ 0.84512] [ 0.57671] [ 1.06405]

D(LNEER(-3)) 0.023432 -0.008536 0.018436

(0.02198) (0.11250) (0.04305)

[ 1.06591] [-0.07588] [ 0.42826]

D(LNEER(-4)) -0.001338 -0.158939 0.053124

(0.02132) (0.10909) (0.04175)

[-0.06277] [-1.45693] [ 1.27257]

D(LIPVI(-1)) -0.125984 0.151586 0.159998

(0.05894) (0.30163) (0.11542)

[-2.13740] [ 0.50256] [ 1.38619]

D(LIPVI(-2)) -0.014455 -0.261021 0.056680

(0.06144) (0.31442) (0.12032)

[-0.23525] [-0.83015] [ 0.47108]

D(LIPVI(-3)) 0.004507 0.128254 -0.080068

(0.06107) (0.31250) (0.11958)

[ 0.07381] [ 0.41041] [-0.66956]

D(LIPVI(-4)) -0.040667 0.064453 0.145099

(0.05910) (0.30244) (0.11573)

[-0.68809] [ 0.21311] [ 1.25375] R-squared 0.562508 0.232491 0.174432

Adj. R-squared 0.499257 0.121526 0.055072

Sum sq. resids 0.000466 0.012214 0.001789

S.E. equation 0.002371 0.012131 0.004642

F-statistic 8.893164 2.095174 1.461400

Log likelihood 451.0508 294.3181 386.5354

Akaike AIC -9.126058 -5.860793 -7.781988

Schwarz SC -8.778803 -5.513538 -7.434733

Mean dependent 0.004523 -0.005413 0.003574

S.D. dependent 0.003350 0.012943 0.004775 Determinant resid covariance (dof adj.) 1.51E-14





117


-Résidus des variables de l'analyse multivariée-

-Résidu de l'estimation -


118

-Test de CUSUM de stabilité du modéle estimé-

Annexe (4): Analyse comparative de l'implication des

changements de régimes sur le PT : LCPI-LNEER-LIPVI-TMM

Relation d'interdépendance TMM-INFLATION


119

Sous-période (1): 2000M01--2010M12






Series: LCPI LNEER LIPVI TMM



At most 1 0.131704 31.35849 35.19275 0.1223

At most 2 0.083426 13.42328 20.26184 0.3310

At most 3 0.018411 2.359973 9.164546 0.7055


120

Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level





At most 1 0.131704 17.93521 22.29962 0.1823

At most 2 0.083426 11.06331 15.89210 0.2472




Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I): LCPI LNEER LIPVI TMM C

-22.20802 -4.171265 11.38037 -0.513951 69.84731

126.0467 -26.35716 -76.33784 3.054633 -90.80046

-47.69886 -13.90606 24.76549 3.071262 144.7587

2.050440 -13.11977 -5.374418 -0.088855 77.53384

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(LCPI) 0.001603 7.87E-05 0.000168 9.47E-05

D(LNEER) -0.001540 4.57E-05 0.000908 0.000568

D(LIPVI) -0.000354 0.001941 0.000154 0.000105

D(TMM) 0.005916 -0.000405 -0.016149 0.008576


LCPI LNEER LIPVI TMM C

1.000000 0.187827 -0.512444 0.023143 -3.145139

(0.19884) (0.13428) (0.01836) (1.46147)


D(LCPI) -0.035609

(0.00416)

D(LNEER) 0.034193

(0.01163)

D(LIPVI) 0.007855

(0.01153)

D(TMM) -0.131377

(0.17920)

VECM




Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1


121

LCPI(-1) 1.000000

LNEER(-1) 0.187827

(0.19884)

[ 0.94459]

LIPVI(-1) -0.512444

(0.13428)

[-3.81618]

TMM(-1) 0.023143

(0.01836)

[ 1.26048]

C -3.145139

(1.46147)

[-2.15204] Error Correction: D(LCPI) D(LNEER) D(LIPVI) D(TMM) CointEq1 -0.035609 0.034193 0.007855 -0.131377

(0.00416) (0.01163) (0.01153) (0.17920)

[-8.55616] [ 2.93958] [ 0.68131] [-0.73313]

D(LCPI(-1)) -0.013346 -0.057639 0.525875 3.706666

(0.08493) (0.23737) (0.23528) (3.65682)

[-0.15715] [-0.24283] [ 2.23515] [ 1.01363]

D(LCPI(-2)) -0.414414 0.354529 0.082689 -5.702180

(0.08222) (0.22981) (0.22778) (3.54035)

[-5.04019] [ 1.54273] [ 0.36302] [-1.61062]

D(LCPI(-3)) -0.210314 0.165405 0.098969 -1.440759

(0.08451) (0.23619) (0.23411) (3.63871)

[-2.48873] [ 0.70030] [ 0.42275] [-0.39595]

D(LCPI(-4)) -0.463374 0.034968 0.360623 -5.018613

(0.08510) (0.23784) (0.23575) (3.66415)

[-5.44525] [ 0.14702] [ 1.52970] [-1.36965]

D(LNEER(-1)) 0.106256 0.056125 -0.028231 -0.095032

(0.03489) (0.09752) (0.09666) (1.50231)

[ 3.04545] [ 0.57555] [-0.29208] [-0.06326]

D(LNEER(-2)) 0.013885 -0.122450 -0.136425 2.675367

(0.03517) (0.09829) (0.09742) (1.51422)

[ 0.39482] [-1.24582] [-1.40034] [ 1.76683]

D(LNEER(-3)) 0.055477 -0.036370 -0.076966 -1.580177

(0.03410) (0.09531) (0.09447) (1.46840)

[ 1.62678] [-0.38158] [-0.81468] [-1.07612]

D(LNEER(-4)) 0.023253 -0.120721 -0.089104 -1.205614

(0.03495) (0.09769) (0.09683) (1.50507)

[ 0.66524] [-1.23569] [-0.92017] [-0.80103]

D(LIPVI(-1)) -0.028363 -0.042897 0.354156 1.495599

(0.03474) (0.09709) (0.09624) (1.49577)

[-0.81649] [-0.44183] [ 3.68010] [ 0.99989]

D(LIPVI(-2)) 0.029019 0.135958 0.007661 -0.089134

(0.03727) (0.10417) (0.10325) (1.60475)

[ 0.77863] [ 1.30521] [ 0.07420] [-0.05554]

D(LIPVI(-3)) 0.075896 0.084011 0.036191 1.100525


122

(0.03782) (0.10569) (0.10476) (1.62832)

[ 2.00697] [ 0.79484] [ 0.34545] [ 0.67587]

D(LIPVI(-4)) -0.017777 -0.128459 0.020348 -3.308568

(0.03548) (0.09917) (0.09830) (1.52784)

[-0.50101] [-1.29531] [ 0.20700] [-2.16552]

D(TMM(-1)) 0.001233 0.000347 -0.002572 -0.000619

(0.00221) (0.00618) (0.00612) (0.09513)

[ 0.55795] [ 0.05616] [-0.42024] [-0.00651]

D(TMM(-2)) -3.33E-05 -0.003478 -0.002272 0.259554

(0.00223) (0.00623) (0.00617) (0.09598)

[-0.01492] [-0.55826] [-0.36801] [ 2.70437]

D(TMM(-3)) 0.000257 0.010646 0.003787 0.147114

(0.00221) (0.00618) (0.00613) (0.09524)

[ 0.11600] [ 1.72203] [ 0.61796] [ 1.54464]

D(TMM(-4)) 0.000361 -0.008682 0.004549 0.044239

(0.00223) (0.00624) (0.00619) (0.09619)

[ 0.16168] [-1.39056] [ 0.73513] [ 0.45991] R-squared 0.461079 0.141653 0.195893 0.197855

Adj. R-squared 0.382690 0.016803 0.078932 0.081179

Sum sq. resids 0.000491 0.003833 0.003765 0.909613

S.E. equation 0.002112 0.005903 0.005851 0.090935

F-statistic 5.881966 1.134583 1.674858 1.695769

Log likelihood 611.2616 480.7292 481.8528 133.4165

Akaike AIC -9.358451 -7.302821 -7.320517 -1.833330

Schwarz SC -8.977733 -6.922104 -6.939799 -1.452612

Mean dependent 0.001997 -0.002691 0.003498 -0.007913

S.D. dependent 0.002688 0.005953 0.006096 0.094867 Determinant resid covariance (dof adj.) 3.88E-17





-Résidus des variables endogènes-


123


-Test de stabilité du résidu de l'estimation-

-Test CUSUM de stabilité du modèle estimé-


124

Sous-période (2): 2011M01-2018M12


Sample: 2011M01 2018M12



Series: LCPI LNEER LIPVI TMM



At most 1 0.151464 34.80358 35.19275 0.0550

At most 2 0.133952 19.03632 20.26184 0.0730






At most 1 0.151464 15.76726 22.29962 0.3151

At most 2 0.133952 13.80622 15.89210 0.1034




Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I): LCPI LNEER LIPVI TMM C

-20.65407 -17.07446 20.52945 -0.414484 78.32938

0.616264 28.28281 28.02863 1.672335 -269.2420

31.97343 -4.703396 -63.25468 0.771160 173.5210

52.48896 21.83435 -38.61823 -0.484812 -150.6692

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha): D(LCPI) 0.002499 7.74E-05 0.000155 -7.24E-05

D(LNEER) -0.003496 -0.000387 0.000601 -0.002441

D(LIPVI) 0.001486 -0.000755 0.001258 0.000210

D(TMM) 0.037050 -0.038615 -0.031545 0.008315


LCPI LNEER LIPVI TMM C

1.000000 0.826687 -0.993966 0.020068 -3.792443

(0.15382) (0.20100) (0.01015) (1.61438)


125


D(LCPI) -0.051616

(0.00499)

D(LNEER) 0.072210

(0.02592)

D(LIPVI) -0.030700

(0.00984)

D(TMM) -0.765242

(0.32468)

VECM


Sample: 2011M01 2018M12



LNEER(-1) 0.826687

(0.15382)

[ 5.37450]

LIPVI(-1) -0.993966

(0.20100)

[-4.94506]

TMM(-1) 0.020068

(0.01015)

[ 1.97757]

C -3.792443

(1.61438)

[-2.34917] Error Correction: D(LCPI) D(LNEER) D(LIPVI) D(TMM) CointEq1 -0.051616 0.072210 -0.030700 -0.765242

(0.00499) (0.02592) (0.00984) (0.32468)

[-10.3360] [ 2.78562] [-3.12002] [-2.35689]

D(LCPI(-1)) 0.058389 0.055073 -0.132689 -8.257201

(0.09955) (0.51675) (0.19615) (6.47235)

[ 0.58653] [ 0.10657] [-0.67646] [-1.27577]

D(LCPI(-2)) -0.603976 0.847960 -0.283533 -7.960703

(0.09913) (0.51455) (0.19532) (6.44485)

[-6.09295] [ 1.64795] [-1.45165] [-1.23520]

D(LCPI(-3)) -0.111335 0.912342 0.173788 2.337212

(0.09809) (0.50919) (0.19328) (6.37763)

[-1.13499] [ 1.79176] [ 0.89915] [ 0.36647]

D(LCPI(-4)) -0.500695 0.467155 -0.501740 -13.30291

(0.09802) (0.50880) (0.19313) (6.37272)

[-5.10821] [ 0.91816] [-2.59792] [-2.08748]


126

D(LNEER(-1)) 0.051008 0.248432 0.006983 0.645610

(0.02412) (0.12518) (0.04752) (1.56789)

[ 2.11517] [ 1.98460] [ 0.14697] [ 0.41177]

D(LNEER(-2)) 0.021376 0.064038 0.063709 0.397519

(0.02354) (0.12217) (0.04637) (1.53018)

[ 0.90826] [ 0.52418] [ 1.37383] [ 0.25979]

D(LNEER(-3)) 0.039474 -0.056934 0.017604 0.929119

(0.02334) (0.12115) (0.04599) (1.51745)

[ 1.69128] [-0.46994] [ 0.38281] [ 0.61229]

D(LNEER(-4)) 0.009859 -0.189761 0.076944 1.223911

(0.02280) (0.11834) (0.04492) (1.48224)

[ 0.43246] [-1.60351] [ 1.71289] [ 0.82572]

D(LIPVI(-1)) -0.142530 0.204790 0.153327 1.899879

(0.05945) (0.30861) (0.11714) (3.86536)

[-2.39738] [ 0.66359] [ 1.30889] [ 0.49151]

D(LIPVI(-2)) -0.001582 -0.310223 0.067615 -0.940258

(0.06248) (0.32433) (0.12311) (4.06222)

[-0.02532] [-0.95651] [ 0.54923] [-0.23146]

D(LIPVI(-3)) 0.006876 0.104361 -0.093480 1.093581

(0.06210) (0.32233) (0.12235) (4.03721)

[ 0.11073] [ 0.32377] [-0.76403] [ 0.27088]

D(LIPVI(-4)) -0.038339 0.061881 0.177369 -3.618783

(0.05999) (0.31140) (0.11820) (3.90032)

[-0.63908] [ 0.19872] [ 1.50055] [-0.92782]

D(TMM(-1)) -0.002360 0.008650 -0.003807 0.301389

(0.00180) (0.00935) (0.00355) (0.11707)

[-1.31090] [ 0.92546] [-1.07314] [ 2.57453]

D(TMM(-2)) -0.000137 -0.001587 0.003052 0.050481

(0.00185) (0.00959) (0.00364) (0.12011)

[-0.07411] [-0.16555] [ 0.83845] [ 0.42030]

D(TMM(-3)) 0.001730 -0.008711 -0.001411 0.126942

(0.00186) (0.00963) (0.00366) (0.12066)

[ 0.93241] [-0.90422] [-0.38587] [ 1.05207]

D(TMM(-4)) -0.000375 -0.001970 0.004394 0.005553

(0.00177) (0.00918) (0.00348) (0.11494)

[-0.21190] [-0.21463] [ 1.26132] [ 0.04831] R-squared 0.584134 0.249313 0.205464 0.262608

Adj. R-squared 0.499908 0.097275 0.044546 0.113263

Sum sq. resids 0.000443 0.011947 0.001721 1.874148

S.E. equation 0.002369 0.012297 0.004668 0.154024

F-statistic 6.935316 1.639809 1.276820 1.758397

Log likelihood 453.4841 295.3818 388.3745 52.71921

Akaike AIC -9.093419 -5.799621 -7.736969 -0.744150

Schwarz SC -8.639316 -5.345518 -7.282865 -0.290047

Mean dependent 0.004523 -0.005413 0.003574 0.024688

S.D. dependent 0.003350 0.012943 0.004775 0.163565 Determinant resid covariance (dof adj.) 3.29E-16



127




-Résidus des variables endogènes-



128

-Test de CUSUM de stabilité du modèle-

-Test de stabilité du résidu de l'estimation-

pass-through taux de change et efficacité de la politique

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